ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 3
TÁC ĐỘNG CỦA VÒNG QUAY TIỀN MẶT ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA
CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH THỰC PHẨM VÀ ĐỒ UỐNG TẠI VIỆT NAM
Lại Minh Anh - Trịnh Thục An - Ngô Thị Ánh - Nguyễn Hồng Minh
Trường Đại học Kinh tế, ĐHQG Hà Nội
Tóm tắt
Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá tác động của vòng quay tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của các công ty ngành thực phẩm và đồ uống tại Việt Nam, dựa trên dữ
liệu nghiên cứu từ 116 công ty thực phẩm và đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010-2019. Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng dựa
trên mô hình hồi quy tuyến tính OLS, mô hình ảnh hưởng cố định, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên. Kết quả cho thấy chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt
động của các doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống niêm yết tại Việt Nam. Trên cơ sở đó bài viết đề xuất một số giải pháp nhằm rút ngắn kỳ chuyển đổi tiền mặt, nâng cao thanh
khoản của các doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống.
Từ khóa: chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, thực phẩm và đồ uống, hiệu quả hoạt động.
IMPACT OF CASH CONVERSION CYCLE ON PERFORMANCE OF
FOOD AND BEVERAGE COMPANIES IN VIETNAM
Abstract
This study examines the impact of cash conversion cycle on the performance of food
and beverage companies in Vietnam, based on a set of panel data collected from 116 listed food and beverage companies on the Vietnamese stock market during the period from 2010 to
2019. The study uses quantitative methods based on OLS linear regression model, fixed effect model (FEM), random effect model (REM). Other robustness tests are also used. We find
evidence of a negative relationship between the cash conversion cycle and the performance of listed food and beverage companies in Vietnam. Based on the results, the article proposes a
number of solutions to shorten the cash conversion period and improve the liquidity of businesses in the food and beverage industry.
Keywords: cash conversion cycle, food and beverage, firm performance.
1. Giới thiệu
Ngành thực phẩm và đồ uống (TPĐU) ở Việt Nam là một trong những ngành công
nghiệp mang tính nền tảng, then chốt hiện nay. Theo nghiên cứu Toàn cảnh ngành thực phẩm - đồ uống Việt Nam năm 2018 của Vietnam Report, ngành thực phẩm và đồ uống hiện chiếm
4 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
khoảng 15% GDP và có xu hướng gia tăng, đồng thời đang chiếm tỷ lệ cao nhất trong cơ cấu
chi tiêu hàng tháng của người tiêu dùng (chiếm khoảng 35% mức chi tiêu). Ngành thực phẩm và đồ uống còn có nhiều tiềm năng tăng sức mua khi chuỗi cửa hàng tiện lợi ngày càng được
mở rộng về quy mô và phủ sóng rộng khắp, đã và đang giúp các doanh nghiệp ngành này có thêm nhiều kênh phân phối, tiêu thụ hàng hóa. Ngành thực phẩm và đồ uống Việt Nam được
dự báo sẽ tiếp tục duy trì đà tăng trưởng mạnh trong thời gian tới. Tuy nhiên hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp hiện nay vẫn chưa thực sự hiểu quả, cũng như chưa tham gia vào
được mạng lưới sản xuất. Một số doanh nghiệp trong ngành TPĐU đang phải đối diện với nhiều sức ép lớn, các doanh nghiệp ngành TPĐU đòi hỏi phải điều chỉnh vốn lưu động, quản
lý dòng tiền một cách hợp lý để nâng cao khả năng sinh lời, cạnh tranh được tại thị trường trong và ngoài nước.
Một trong những chỉ tiêu đo lường hiệu quả quản lý của doanh nghiệp là vòng quay tiền mặt hay chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC). Theo Brigham và Houston (2007), CCC là
khoảng thời gian mà các quỹ bị ràng buộc trong vòng quay tiền mặt hoặc khoảng thời gian giữa việc thanh toán tiền và thu tiền mặt từ việc bán vốn lưu động. Về mặt lý thuyết, đây là
một chỉ số quan trọng, đặc biệt là cho các công ty có giá trị hàng tồn kho và tài khoản phải thu, phải trả lớn, vì nó đánh giá sự hiệu quả trong quản lý vốn lưu động của công ty đặc biệt là
trong việc quản lý dòng tiền của mình (Bodie và Merton, 2001). Chỉ tiêu này tính toán, đo lường mức độ nhanh chóng của một công ty có thể chuyển đổi tiền mặt trực tiếp vào hàng
tồn kho và các khoản phải trả, thông qua bán hàng và các khoản phải thu và sau đó trở lại thành tiền mặt. Bằng cách kết hợp các tỷ lệ hoạt động này, chỉ số cho thấy hiệu quả quản lý
để sử dụng tài sản ngắn hạn và nợ phải trả để tạo ra tiền mặt cho công ty. Vòng quay tiền mặt là thước đo được sử dụng để đánh giá hiệu quả hoạt động, và do đó sức khoẻ chung của
công ty đó.
Trên thế giới, đã có một số nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa vòng quay
tiền mặt và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp như Zakari1 (2016), Sugathadasa (2018), Ainna Ramli (2019), Pirttila (2019), Boisjoly (2020). Tuy nhiên các nghiên cứu cũng đưa ra
những ý kiến trái chiều khi kiểm tra mối quan hệ giữa vòng quay tiền mặt và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Các nghiên cứu này cũng chủ yếu được phân tích trong bối cảnh nền
kinh tế phát triển mà có khá ít các nghiên cứu được thực hiện tại các nước đang phát triển như Việt Nam, đặc biệt là tập trung vào một ngành cụ thể. Trong nghiên cứu này, ngành
TPĐU được lựa chọn để nghiên cứu vì đây là nhóm ngành hàng tiêu dùng nhanh hiện đang rất phát triển tại Việt Nam, đóng góp cho sự phát triển chung của nền kinh tế (Vietnam
Report, 2018). Song song với đó là những khó khăn và thách thức khi môi trường cạnh tranh ngày càng khốc liệt và ảnh hưởng của dịch bệnh toàn cầu. Trong bối cảnh đó, một yêu cầu
đặt ra cho ngành thực phẩm đồ uống trong nước là làm thế nào để hạn chế những ảnh hưởng tiêu cực từ đại dịch, đồng thời đưa ngành thực phẩm đồ uống phát triển mạnh hơn nữa. Đã có
khá nhiều nghiên cứu phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại Việt Nam, tuy nhiên số lượng nghiên cứu về tác động của vòng quay tiền mặt đến
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 5
hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ngành TPDU tại Việt Nam còn hạn chế. Trong khi
đó, như đã phân tích ở trên, việc quản trị dòng tiền, vòng quay tiền mặt trong doanh nghiệp đóng vai trò quan trọng đối với hiệu quả của công ty. Chính vì vậy, việc nghiên cứu về tác
động của vòng quay tiền mặt tới hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp ngành TPDU là rất cần thiết trong thời điểm hiện nay.
Do đó, bài nghiên cứu này sẽ tập trung đánh giá tác động của vòng quay tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp ngành thực phẩm đồ uống niêm yết trên thị trường
chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian 10 năm từ 2010 đến 2019. Nghiên cứu này sẽ là cơ sở khoa học để giúp cho các nhà quản trị doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống
hiểu được tác động của vòng quay tiền mặt (CCC) đến hiệu quả hoạt động của công ty, từ đó phân tích, đánh giá, áp dụng và đưa ra chiến lược hợp lý để cải thiện tình hình hoạt động hiện
tại của doanh nghiệp thông qua quản trị vòng quay tiền mặt.
Kết cấu bài nghiên cứu gồm 5 phần: giới thiệu, tổng quan nghiên cứu, phương pháp
nghiên cứu, kết quả và thảo luận, một số khuyến nghị và giải pháp.
2. Tổng quan nghiên cứu
Trên thế giới, đã có một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối quan hệ tiêu cực giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Tufail (2011) cho
rằng nhà quản lý tài chính nên đầu tư nhiều hơn nguồn tài chính của mình vào tài sản lưu động và nên sử dụng nợ dài hạn nhiều hơn so với hiện tại nợ phải trả. Dựa trên mẫu nghiên
cứu là các DN dệt may ở Pakistan, kết quả cho thấy vòng quay tiền mặt có quan hệ tiêu cực với khả năng sinh lời. Theo nghiên cứu của Vahid và các cộng sự (2012) sử dụng dữ liệu
của các công ty được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Tehran (TSE) cho thấy có mối quan hệ tiêu cực và có ý nghĩa giữa các biến kỳ thu tiền bình quân, vòng quay hàng tồn kho
trong ngày, kỳ thanh toán trung bình, giao dịch ròng chu kỳ và hoạt động của các công ty. Thời gian thanh toán trung bình tăng lên sẽ dẫn đến giảm lợi nhuận của công ty và các nhà
quản lý có thể tạo ra giá trị tích cực cho các cổ đông bằng cách giảm kỳ thu tiền trung bình, vòng quay hàng tồn kho tính theo ngày, chu kỳ giao dịch ròng và kỳ thanh toán trung bình
đến mức có thể cấp độ thấp nhất. Nghiên cứu của Ukaegbu (2013) áp dụng cách tiếp cận định lượng, sử dụng dữ liệu báo cáo tài chính của các công ty sản xuất từ cơ sở dữ liệu của
Orbis trong giai đoạn 2005-2009 về quản lý vòng quay tiền mặt trong việc xác định khả năng sinh lời của doanh nghiệp: Bằng chứng từ các nền kinh tế đang phát triển ở Châu Phi.
Nghiên cứu cho thấy có một mối quan hệ tiêu cực giữa khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Tác giả cho rằng để nâng cao lợi nhuận, một doanh nghiệp phải có các chính sách để tăng
tốc các khoản thu phải thu. Quản lý các khoản phải thu không tốt sẽ chắc chắn dẫn đến các khoản nợ khó đòi làm giảm mức sinh lời của công ty. Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt càng
ngắn, doanh nghiệp càng quản lý tốt dòng tiền của mình.
Ngược lại, một số nghiên cứu lại cho thấy mối quan hệ tích cực giữa chu kỳ chuyển
đổi tiền mặt và khả năng sinh lời, hiệu quả hoạt động của DN. Zakari (2016) nghiên cứu ảnh hưởng của chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đối với lợi nhuận của doanh nghiệp các công ty ICT
6 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
được niêm yết trên sàn của Sở giao dịch chứng khoán Nigeria, dựa trên dữ liệu được thu
thập từ năm 2010 đến 2014 cho thấy mối quan hệ tích cực giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và lợi nhuận. Tương tự, Dhole và các cộng sự (2018) đã xem xét tới mối liên hệ giữa quản lý
vốn lưu động hiệu quả và các hạn chế tài chính. Kết quả nghiên cứu đã cho thấy chu kỳ chuyển đổi tiên mặt cao làm tăng mức độ hạn chế tài chính trong hai năm tới. Nói cách khác,
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt thấp làm giảm mức độ hạn chế tài chính trong hai năm tới. Điều này cho thấy rằng việc quản lý hiệu quả vốn lưu động có thể làm tăng khả năng các doanh
nghiệp phải đối mặt với các hạn chế tài chính trong tương lai. Nghiên cứu của Sugathadasa (2018) xem xét mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và khả năng sinh lời của các
công ty trong lĩnh vực sản xuất được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán cũng chỉ ra mối tương quan thuận giữ thời gian chuyển đổi hàng tồn kho và thời gian chuyển đổi khoản
phải thu trong khi tương quan nghịch giữa các kỳ chuyển đổi phải trả trên ROA, giữa tất cả các thành phần CCC và ROE như là các thước đo khả năng sinh lời.
Đối với các nghiên cứu tại Việt Nam, Từ Thi Kim Thoa và cộng sự (2014) nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển được đo lường CCC có tác động âm lên tỷ
suất sinh lợi hoạt động kinh doanh của công các công ty cổ phần ngành công nghiệp chế biến, chế tạo niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam, do đó các công ty có thể xem xét
hoạt động quản trị tài chính của mình để có thể nâng cao khả năng sinh lợi và qua đó gia tăng giá trị tài sản cho cổ đông. Trong nghiên cứu của Nguyễn Hà Nhi (2017), sử dụng liệu
thứ cấp của 38 doanh nghiệp thuộc nhóm ngành vật liệu xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán ở Việt Nam, kết quả cho thấy hệ số tương quan giữa chu kỳ chuyển hóa hàng
tồn kho và khả năng sinh lợi của công ty là tương quan âm. Nghiên cứu của Hoàng Văn Quỳnh (2018) xem xét mối quan hệ giữa các yếu tố vòng quay tiền mặt với giá trị doanh
nghiệp. Kết quả chỉ ra mối tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê giữa CCC và giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu đi tới kết luận và hàm ý rằng doanh nghiệp có thể tăng giá trị
của mình bằng cách rút ngắn CCC. Bài luận văn của tác giả Trần Thị Thanh Thúy (2019) cung cấp các bằng chứng thực nghiệm về tác động của việc quản lý vốn luân chuyển và các
thành phần của vốn luân chuyển đến lợi nhuận, dựa trên dữ liệu của Công ty Cổ Phần Nhựa Bình Minh (BMP) trong khoảng thời gian 6 năm: 2013-2018. Nghiên cứu cho thấy kỳ luân
chuyển tiền mặt (CCC) có mối tương quan nghịch với lợi nhuận. Và quản lý vốn luân chuyển có mối quan hệ chặt chẽ với hiệu quả quản trị tài chính, là một thành phần quan
trọng trong tài chính doanh nghiệp vì nó trực tiếp ảnh hưởng đến tính thanh khoản và lợi nhuận công ty.
Khoảng trống nghiên cứu
Thứ nhất, các nghiên cứu nước ngoài đưa ra những ý kiến trái chiều khi kiểm tra mối
quan hệ giữa vòng quay tiền mặt và lợi nhuận. Theo Zakari1 (2016), Dhole và các cộng sự (2018), Sugathadasa (2018) chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động tích cực và có ý nghĩa
thống kê đối với lợi nhuận doanh nghiệp. Ngược lại, các nghiên cứu khác lại chỉ ra mối quan
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 7
hệ tiêu cực, ngược chiều trong mối quan hệ này. Kết luận của các nhà nghiên cứu có sự mâu
thuẫn là do khác nhau về thời gian, môi trường kinh tế và cách thức thu thập mẫu nghiên cứu.
Thứ hai, tuy có nhiều nghiên cứu trên thế giới về tác động của vòng quay tiền mặt tới
hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nhưng có rất ít nghiên cứu ở Việt Nam và chưa có nghiên cứu nào liên quan trực tiếp đến ngành thực phẩm và đồ uống. Trong khi đó, ngành
thực phẩm và đồ uống là một ngành đang phát triển mạnh mẽ ở Việt Nam, đặc thù ngành về số lượng hàng tồn kho, kỳ phải thu, phải trả cũng khác với ngành công nghiệp chế biến, chế
tạo, hay ngành xây dựng đã được nghiên cứu trước đây (Từ Thi Kim Thoa và cộng sự, 2014; Nguyễn Hà Nhi, 2017)
Bên cạnh đó, hầu hết nghiên cứu chỉ sử dụng dữ liệu trong khoảng thời gian từ 4 đến 6 năm như nghiên cứu của các tác giả Tufail (2011), Vahid và các cộng sự (2012), Ukaegbu
(2013), Zakari1 (2016),... Khoảng thời gian này chưa đủ dài để theo dõi một cách tổng quan ảnh hưởng của CCC lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Do đó, nghiên cứu này sẽ phân tích tác động của chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của 116 doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt
Nam trong khoảng thời gian 10 năm (2010 – 2019).
3. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp của 116 doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian 10 năm (2010 – 2019) được thu
thập từ FiinPro. Cấu trúc dữ liệu bảng được kết hợp từ hai thành phần: thành phần dữ liệu chéo (cross – section) và thành phần dữ liệu theo chuỗi thời gian (time series). Việc kết hợp
hai thành phần dữ liệu này có nhiều lợi thế và thuận lợi trong phân tích, đặc biệt khi muốn quan sát sự biến động của các nhóm đối tượng nghiên cứu sau các biến cố hay theo thời gian.
Đồng thời, cấu trúc dữ liệu bảng cũng giúp phân tích sự khác biệt giữa các nhóm đối tượng nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng phần mềm Stata 12 cho các số liệu đã được xử lý ở trên, bài nghiên cứu thu được các thống kê đặc trưng mô tả từng biến như giá trị trung bình, giá tri ̣lớn
nhất, giá tri ̣nhỏ nhất, độ lệch chuẩn… và hệ số tương quan giữa các biến có trong mô hình. Tiếp đến, nhóm sử dụng các phương pháp ước lượng trong xây dựnng mô hình hồi quy với dữ
liệu bảng, mô hình OLS, mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (Random Effect Model), mô hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) có sự chọn lựa giữa 2 mô hình và các kiểm định kiểm tra
tính vững của mô hình. Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, nhóm nghiên cũng cũng tiến hành phân tích hệ số tương quan, đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy không có hiện tưởng đa
cộng tuyến xảy ra trong mô hình. Sau đó nhóm nghiên cứu đã thực hiện mô hình hồi quy
Tiếp theo, để đảm bảo tính hiệu quả của các ước tính trong các mô hình hồi quy, mô
hình sai số chuẩn mạnh (robust standard errors model) được sử dụng để kiểm soát phương sai thay đổi. Nghiên cứu này sử dụng các sai số tiêu chuẩn mạnh theo công ty
(heteroskedasticity-robust standard errors clustered by firms) để đưa ra suy luận thống kê,
8 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
xem kết quả có bị ảnh hưởng không. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu cũng chạy thêm các mô
hình về year fixed effect để kiểm soát hiệu ứng trong năm. Hiệu ứng năm ghi lại ảnh hưởng của xu hướng tổng hợp (chuỗi thời gian) có thể ảnh hưởng, làm sai lệch kết quả nghiên cứu.
Dựa trên các nghiên cứu gốc của Chang (2018), bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy đối với dữ liệu bảng của các doanh nghiệp thuộc ngành TPĐU niêm yết tại Việt Nam
trong giai đoạn 2010 – 2019:
ROEi,t = α0 + α1CCCi,t + α2Sizei,t + α3MBi,t + α4DIVi,t + εi
ROAi,t = β0 + β1CCCi,t + β2Sizei,t + β3MBi,t + β4DIVi,t + εi
Giải thích các biến được đưa vào mô hình
Biến phụ thuộc: các chỉ tiêu đo lường hiệu quả hoạt động cuả doanh nghiệp
Hệ số doanh lợi tổng tài sản (ROA – Return On Assets) cung cấp cho nhà đầu tư thông
tin về các khoản lợi nhuận sau thuế được tạo ra từ lượng vốn đầu tư (hay lượng tài sản), tức là cứ một đồng đầu tư vào tổng tài sản thì tạo ra bao nhiều đồng lợi nhuận sau thuế. Chỉ số này
càng cao thì hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp càng cao và ngược lại. Đây là một chỉ tiêu quan trọng khi đưa ra quyết định đầu tư bởi vì các dự án có mức sinh lời thấp về lâu dài
sẽ gặp khó khăn, đầu tư vào những ngành có hệ số này thấp sẽ mất cơ hội cho việc sử dụng vốn vào những ngành có lợi nhuận cao, do đó giảm tốc độ tăng trưởng (Abel & Eberly, 1994).
Hệ số doanh lợi tổng vốn chủ sở hữu (ROE – Return On Equity) là chỉ số đo lường mức lợi nhuận đạt được trên đồng vốn đóng góp của chủ sở hữu. Số liệu về lợi nhuận ròng
hoặc lợi nhuận sau thuế được lấy từ báo cáo kết quả kinh doanh. Còn giá trị vốn chủ sở hữu được lấy từ bảng cân đối kế toán. Chính vì lấy từ bảng cân đối kế toán, nên cần tính giá trị
bình quân vốn chủ sở hữu. Chỉ số này là thước đo để đánh giá một đồng vốn bỏ ra và tích lũy tạo ra bao nhiêu đồng lời.
Đã có nhiều nghiên cứu trước đây (Mark & Ilse, 2008; Franklin, 2011, Nguyễn & Trang, 2013, Lê & Văn, 2016; Sugathadasa, 2018) sử dụng ROE và ROA làm thước đo đánh
giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Các biến giải thích đưa vào mô hình
Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC - Cash Conversion Cycle) là khoảng thời gian trung bình cần thiết để chuyển nguyên vật liệu thô sang thành phẩm và bán những thành phẩm này.
Việc rút ngắn kỳ luân chuyển 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 tăng khả năng
sinh lợi của doanh nghiệp. Biến này được các tác giả Afeef (2011), Gul et al. (2013), Mumtaz et al. (2011) đưa vào nghiên cứu và tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê.
CCC = DOI + DOR – DOP
Trong đó:
DOP: Number of Days Of Payables (số ngày khoản phải trả)
= (Khoản phải trả trung bình năm*365)/Chi phí giá vốn
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 9
DOI: Number of Days Of Inventory on hand (số ngày nắm giữ hàng tồn kho)
= (Hàng tồn kho trung bình năm*365)/Chi phí giá vốn
DOR: Number of Days of Receivables (số ngày khoản phải thu)
= (Khoản phải thu trung bình năm*365)/Bán trả sau
Bên cạnh biến giải thích trên, các biến kiểm soát sau được đưa vào mô hình
Quy mô (Size): Quy mô doanh nghiệp có thể ảnh hưởng đến khả năng thanh toán và do đó cũng ảnh hưởng đến lợi nhuận của công ty. Các công ty quy mô lớn sẽ có sức mạnh
trong việc đàm phán với nhà cung cấp để được hưởng nhiều chính sách ưu đãi như chiết khấu cao, thời gian thanh toán dài hơn, có lợi thế hơn hẳn các công ty có quy mô nhỏ trong việc tận
dụng các nguồn lực để tối đa hóa lợi nhuận. Baumol (1959) cho rằng quy mô có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động, từ đó nâng cao giá trị doanh nghiệp, tuy nhiên khi quy mô của
doanh nghiệp trở nên quá lớn có thể xảy ra tình huống ngược lại. Biến kiểm soát này cũng được các tác giả Afeef (2011), Gul et al. (2013), Mumtaz et al. (2011), Sharma & Kumar
(2011) đưa vào nghiên cứu và tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê.
Hệ số giá trị thị trường/giá trị sổ sách (M/B) được sử dụng để tính toán giá trị của
công ty bằng cách so sánh giá trị sổ sách với giá trị thị trường của nó. Khi sử dụng hệ số M/B cần lưu ý đặc biệt đến các đặc thù về ngành nghề hoạt động của doanh nghiệp, hệ số này đặc
biệt sử dụng phù hợp với các ngành dịch vụ. Theo Rau và Vermaelen (1998), tỷ lệ M/B phản ánh nhận định của thị trường về tiềm năng tăng trưởng của doanh nghiệp, tỷ lệ M/B cao tương
ứng với doanh nghiệp danh giá (Glamour Firm) và tỷ lệ M/B thấp được gọi là doanh nghiệp giá trị (Value Firm).
Tỷ lệ chi trả cổ tức (DIV) là tỉ lệ của tổng số tiền cổ tức chi trả cho các cổ đông trên thu nhập ròng của công ty. Tỉ lệ này cho biết một công ty trả bao nhiêu tiền cho các cổ đông
so với số tiền họ đang giữ để tái đầu tư tăng trưởng, trả nợ hoặc thêm vào lợi nhuận giữ lại. Một trong những ý nghĩa quan trọng nhất của tỷ lệ chi trả cổ tức là mức độ tăng trưởng của
công ty. Tỷ lệ chi trả cũng hữu ích khi đánh giá tính bền vững của cổ tức. Các công ty cực kỳ miễn cưỡng cắt giảm cổ tức vì nó có thể khiến giá cổ phiếu giảm và phản ánh kém về
khả năng quản lý. Cổ tức mang tính đặc thù của ngành. Các khoản chi trả cổ tức rất khác nhau tùy theo ngành. Và cũng giống như hầu hết các tỉ lệ, chúng rất hữu ích để so sánh
trong một ngành nhất định. Lie (2005) đã sử dụng biến này làm biến kiểm soát trong mô hình nghiên cứu.
Giả thuyết nghiên cứu:
Nhiều nghiên cứu trên thế giới như Uyal (2009), Sugathadasa (2018), Mohamad
(2010) đã chứng minh tồn tại mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và hiệu quả hoạt động của doanh nhiệp. Song cần lưu ý rằng có thể xuất hiện những khác biệt nhất định trong
kết quả nghiên cứu về mối quan hệ này tại các nước đang phát triển như Việt Nam, do những đặc trưng của TTCK, sự lựa chọn cơ cấu tài sản,… đặc biệt là đối với một ngành cụ thể như
ngành TPĐU.
10 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Do vậy, để đánh giá tác động của chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến tỷ suất sinh lợi của
các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên TTCK Việt Nam, dựa trên tổng quan nghiên cứu cùng kết quả thực nghiệm từ các nghiên cứu của Chang (2018), Sugathadasa (2018),
Pirttilä (2019), kết hợp với những phân tích về đặc điểm của các doanh nghiệp ngành TPĐU, nhóm nghiên cứu thấy rằng, tại các doanh nghiệp ngành TPDU tại Việt Nam hiện nay, việc
quản trị vòng quay tiền mặt còn chưa thực sự hiệu quả, do đó việc cải thiện các khoản thu phải thu, quản lý tốt các dòng tiền, rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt sẽ giúp cải thiện khả
năng hoạt động của doanh nghiệp, qua đó cải thiện các chỉ tiêu đo lường hiệu quả của doanh nghiệp như tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Do đó, bài
nghiên cứu đề xuất các giả thuyết sau:
H1: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở
hữu của các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010 – 2019.
H2: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động tiêu cực tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
của các doanh thuộc ngành TPĐU niêm yết trên TTCK Việt Nam giai đoạn 2010 – 2019.
4. Kết quả và thảo luận
Trên cơ sở khảo sát 116 doanh nghiệp ngành Thực phẩm và Đồ uống niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội trong
khoảng thời gian 10 năm từ 2010 đến 2019, nghiên cứu đưa ra một số phân tích về thực trạng của ngành trong giai đoạn nghiên cứu
Hình 1 Cơ cấu các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết theo quy mô tài sản
100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
(Đơn vị %/năm )
10%
0%
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
Dưới 50 tỷ
Từ 50-100 tỷ
Từ 100-200 tỷ
Từ 200-500 tỷ
Từ 500-1000 tỷ
Trên 1000 tỷ
Nguồn: Nhóm nghiên cứu tổng hợp
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 11
60
50
40
30
20
10
0
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
Dưới 50 tỷ
Từ 50-100 tỷ
Từ 100-200 tỷ
Từ 200-500 tỷ
Từ 500-1000 tỷ
Trên 1000 tỷ
Hình 2. Số lượng các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết theo quy mô tài sản
Nguồn: nhóm nghiên cứu tổng hợp
Trong giai doạn 10 năm từ 2010-2019, có thể thấy xu hướng chung của các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết đó là sự gia tăng mạnh về quy mô, đặc biệt là số lượng các
doanh nghiệp có quy mô vốn trên 1000 tỷ đồng. Tính đến 2019, tổng tài sản của các doanh nghiệp TPĐU niêm yết ở Việt Nam đạt mức tăng trưởng gấp đôi so với các năm 2015 trở
trước, đạt tốc độ tăng trưởng gần 15%. Số lượng các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ giảm đáng kể. Đây là dấu hiệu tích cực đối với ngành thực phẩm và đồ uống, quy mô tài sản
các doanh nghiệp ngày càng mở rộng, môi trường cạnh tranh cao và đa dạng.
Bằng cách tiếp cận dữ liệu mảng và phân tích hồi quy với nhiều kiểm định, bài nghiên
cứu đã trả lời được các câu hỏi nghiên cứu đặt ra và thu được một số kết quả như sau:
Kết quả hồi quy mô hình với ROE
Bảng 1. Kết quả hồi quy OLS và OLS với tùy chọn robust
ROE ROE with robust S.E
-0.027***
-0.027**
CCC
(0.006)
(0.011)
Size
0.011
0.011
(0.063)
(0.057)
PayoutratioDIV
-121.458***
-121.458***
(16.679)
(16.902)
MB
2.544***
2.544***
(0.775)
(0.718)
_cons
8.323***
8.323***
(0.905)
(0.966)
Observations
1,160
1,160
Chi-squared
.
.
Pseudo R-squared
.
.
12 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức ý nghĩa
của các hệ số ở mức 10%, 5% và 1%, tương ứng.
Kết quả thu được từ hồi quy OLS và OLS với tùy chọn robust cho ra kết quả đồng nhất
về các ước lượng điểm của các hệ số nhưng có thay đổi trong sai số và giá trị thống kê t. Trừ biến Size không có ý nghĩa thống kê ở cả hai trường hợp, trong hồi quy OLS, tất cả các biến
độc lập khác đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Còn ở hồi quy OLS với tùy chọn robust, các biến độc lập có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và biến CCC có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Bên
cạnh đó sai số với tùy chọn robust sai lệch so với hồi quy OLS thông thường. Nguyên nhân dẫn đến sự khác biệt này là khi sử dụng riêng tùy chọn robust, sai số ở đây đã tính đến tính
không độc lập của các quan sát trong mỗi nhóm. Cả 2 kết quả hồi quy đều cho thấy biến CCC có mối quan hệ ngược chiều với biến ROE.
Để tăng kiểm tra về tính vững của kết quả, nhóm nghiên cứu tiếp tục thực hiện hồi quy
với year fixed effect.
Bảng 2: Kết quả hồi quy kiểm soát cho year fixed effect
CCC
-0.026***
(0.006)
Size
0.029
(0.065)
PayoutratioDIV
-122.722***
(16.773)
MB
2.496***
(0.779)
yeara1
6.590**
(2.732)
yeara2
5.115*
(2.716)
yeara3
-0.102
(2.696)
yeara4
0.893
(2.696)
yeara5
2.684
(2.688)
yeara6
2.665
(2.681)
yeara7
2.780
(2.668)
yeara8
4.530*
(2.662)
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 13
yeara9
3.970
(2.625)
_cons
5.096**
(2.195)
Observations
1,160
Chi-squared
.
Pseudo R-squared
.
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức ý nghĩa của các hệ số tương ứng ở mức 10%, 5% và 1%.
Khi kiểm định mô hình đã kiểm soát cho hiệu ứng cố định năm (year fixed effect) ý nghĩa thống kê của biến CCC vẫn không đổi. Biến CCC vẫn mang dấu âm và có ý nghĩa
thống kê ở mức 1%.
Bảng 3. Kết quả hồi quy với mô hình FEM, REM và kiểm định Hausman
FEM REM
CCC
-0.021***
-0.012
(0.007)
(0.008)
Size
0.009
-0.001
(0.072)
(0.085)
PayoutratioDIV
-100.258***
-74.306***
(17.511)
(19.205)
MB
1.362
-0.143
(0.845)
(0.959)
_cons
9.118***
10.119***
(1.216)
(1.124)
Observations
1,160
1,160
Chi-squared
52.90
.
.
Chi2 = 25.26 Prob > chi2 =0.0000
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức
ý nghĩa của các hệ số tương ứng ở mức 10%, 5% và 1%.
Kết quả của kiểm định Hausman Prob>chi2 = 0.0000 khẳng định mô hình hiệu ứng cố định FEM là phù hợp. Trong trường hợp này, mô hình hồi quy theo fixed effect (mô hình hiệu ứng cố định) là thích hợp hơn nhằm đánh giá tác động của chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến khả năng sinh lời. Theo kết quả từ mô hình FEM, biến CCC có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang dấu âm.
14 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Bảng 4. Kết luận dấu các biến trong mô hình so với kỳ vọng
Biến được giải thích: ROEi,t = α0 + α1CCCi,t + α2Sizei,t + α3DIVi,t + α4MBi,t + εi
Biến độc lập
Kí hiệu
Dấu kỳ vọng
Dấu thực tế FEM
Biến giải thích
-
-
CCCi,t
+/-
-
Sizei,t
Biến kiểm soát
-
-
DIVi,t
+
-
MBi,t
Thứ nhất, từ kết quả thu được bài nghiên cứu đưa ra nhận định rằng: Tăng vòng quay tiền mặt có tác động tiêu cực đến ROE và kết luận này có ý nghĩa thống kê. Điều này xác
nhận giả thuyết nghiên cứu H1: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên
TTCK Việt Nam.
Kết quả hồi quy mô hình với ROA
Bảng 5. Kết quả hồi quy OLS và OLS với tùy chọn robust
ROA ROA with robust S.E
CCC
-0.015***
-0.015*
(0.002)
(0.009)
Size
0.121***
0.121***
(0.025)
(0.032)
DIV
-20.550***
-20.550**
(3.348)
(8.642)
MB
0.405***
0.405
(0.133)
(0.394)
_cons
5.553***
5.553***
(0.449)
(0.623)
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức ý nghĩa của các hệ số tương ứng ở mức 10%, 5% và 1%.
Trong hồi quy OLS, tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Trong khi đó ở quy OLS với tùy chọn robust, các biến độc lập chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và biến MB không có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó sai số với tùy chọn robust lớn hơn so với hồi quy OLS thông thường. Nguyên nhân dẫn đến sự khác biệt này là khi sử dụng riêng tùy chọn robust, sai số ở đây đã tính đến tính không độc lập của các quan sát trong mỗi nhóm. Tuy nhiên cả 2 kiểm định đều cho thấy biến CCC có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời trên tài sản và kết quả này đều có ý nghĩa thống kê.
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 15
Bảng 6. Kết quả hồi quy kiểm soát cho year fixed effect
CCC
-0.015*
(0.009)
Size
0.115***
(0.032)
PayoutratioDIV
-20.681**
(8.674)
MB
0.389
(0.405)
yeara1
-1.407
(1.805)
yeara2
-1.232
(1.826)
yeara3
-2.788
(1.793)
yeara4
-2.983*
(1.696)
yeara5
-3.011*
(1.703)
yeara6
-1.615
(1.670)
yeara7
-1.873
(1.767)
yeara8
-2.914
(1.944)
yeara9
-3.114*
(1.765)
_cons
7.722***
(1.726)
Observations
1,160
Chi-squared
.
Pseudo R-squared
.
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức ý nghĩa của các hệ số tương ứng ở mức 10%, 5% và 1%.
Khi kiểm định mô hình đã kiểm soát cho hiệu ứng cố định năm (year fixed effect) ý nghĩa thống kê của biến CCC vẫn không đổi. Biến CCC vẫn mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
16 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Bảng 7. Kết quả hồi quy với mô hình FEM, REM và kiểm định Hausman
REM FEM
CCC
-0.013***
-0.012***
(0.002)
(0.002)
Size
0.084***
0.041
(0.029)
(0.035)
PayoutratioDIV
-17.600***
- 16.026***
(3.219)
(3.313)
MB
0.219*
0.132
(0.126)
(0.128)
_cons
6.087***
6.646***
(0.645)
(0.520)
Observations
1,160
1,160
Chi-squared
96.22
.
.
Chi2 = 23.89 Prob > chi2 =0.0001
Những sai số hiệu dụng được ghi trong dấu ngoặc. *, ** và *** cho biết mức ý nghĩa của các
hệ số tương ứng ở mức 10%, 5% và 1%.
Kết quả của kiểm định Hausman Prob>chi2 = 0.0001 cho thấy mô hình hiệu ứng ngẫu
nhiên REM có thể bị chệch và hệ số không vững chắc; ngược lại, mô hình hiệu ứng cố định FEM sẽ duy trì được tính không chệch và hệ số vững chắc. Do vậy, trong trường hợp này, mô
hình hồi quy theo fixed effect (mô hình hiệu ứng cố định) là thích hợp hơn nhằm đánh giá tác động của chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến quyết định đầu tư.
Sau khi hồi quy mô hình FEM, bài nghiên cứu đưa ra một số kết luận quan trọng sau:
Thứ nhất, biến chu kỳ chuyển đổi tiền mặt CCC tác động nghịch chiều lên biến tỷ suất sinh lợi trên tài sản và kết luận này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Thứ hai, biến Size có tác
động thuận chiều lên biến ROA với hệ số là 0.041 đối với mô hình FEM. Tuy nhiên, kết luận này chưa có ý nghĩa thống kê. Thứ ba, biến DIV có tác động nghịch chiều tới biến ROA. Với
mức ý nghĩa 1%, hệ số của biến DIV ở mô hình FEM tìm được là -16.026 và có ý nghĩa thống kê. Thứ tư, biến MB tác động thuận chiều tới biến ROA. Ở mô hình FEM có hệ số là 0.132
nhưng chưa có ý nghĩa thống kê.
Bảng 8. Kết luận dấu các biến trong mô hình so với kỳ vọng
Biến được giải thích: ROAi,t = α0 + α1CCCi,t + α2Sizei,t + α3DIVi,t + α4MBi,t + εi
Biến độc lập
Kí hiệu
Dấu kỳ vọng
Dấu thực tế FEM
Biến giải thích
-
-
CCCi,t
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 17
+/-
+
Sizei,t
Biến kiểm soát
-
-
DIVi,t
+
+
MBi,t
Từ kết quả thu được bài nghiên cứu đưa ra nhận định rằng: Tăng vòng quay tiền mặt
có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời trên tài sản. Điều này xác nhận giả thuyết nghiên cứu H2: Chu kỳ chuyển đổi tiền tệ có tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời trên tài sản của
các doanh nghiệp ngành TPĐU niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Các kết quả đưa ra cũng phù hợp với các nghiên cứu nước ngoài như Sugathadasa
(2018), Gul và cộng sự (2013), Raheman và Nasr (2007) Marc Deloof (2003) và các nghiên cứu trong nước của Từ Thi Kim Thoa và cộng sự (2014), Nguyễn Hà Nhi (2017). Điều này
cho thấy, khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trong các doanh nghiệp ngành TPĐU được rút ngắn, công ty có nguồn ngân quỹ để đảm bảo cho chu kỳ sản xuất kinh doanh tiếp theo, giảm nguồn
tài trợ từ bên ngoài, giảm chi phí và rủi ro cho công ty, do đó có thể làm tăng hiệu quả hoạt động của công ty.
Kết quả nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng đối với các nhà hoạch định chính sách trong việc tìm kiếm các giải pháp phát triển doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống nói
riêng và các doanh nghiệp nói chung tại Việt Nam. Đối với ngành thực phẩm và đồ uống cần tối ưu hóa chu kỳ luân chuyển tiền, hay nói khác đi quản trị vốn luân chuyển một cách có hiệu
quả, ban quản trị công ty có thể cải thiện khả năng sinh lợi cho công ty. Một mặt, giảm kỳ phải thu, kỳ lưu kho và kỳ phải trả sẽ làm tăng khả năng thanh khoản cho công ty, nhờ đó tác
động tích cực đến vị thế tài chính của công ty.
5. Khuyến nghị, giải pháp
Trên cơ sở đánh giá tác động của vòng quay tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của các
công ty ngành thực phẩm và đồ uống tại Việt Nam với mẫu nghiên cứu là 116 DN niêm yết trong giai đoạn 2010 – 2019. Kết quả nghiên cứu cho thấy chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác
động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống niêm yết tại Việt Nam. Trên cơ sở đó bài viết đề xuất một số khuyến nghị như sau đối với
các doanh nghiệp ngành TPĐU:
Thứ nhất: Chú trọng đến khâu bán hàng.
Trong bối cảnh chung của nền kinh tế suy giảm và tác động của đại dịch COVID 19, cùng với sự trầm lắng của thị trường, việc gia tăng doanh thu hàng tồn kho là một khó khăn lớn của các doanh nghiệp. Do đó, các doanh nghiệp này cần nâng cao chất lượng thực phẩm, đồ uống, để có thể cạnh tranh với các doanh nghiệp nước ngoài cùng như trong nước.
Thứ hai: Áp dụng những hệ thống kiểm soát hàng tồn kho tiên tiến, hiện đại
Áp dụng hệ thống quản trị chuỗi cung ứng tài chính (SCF - Supply chain finance) hay
một hệ thống hiện đại, tổng quát nhất là hệ thống hoạch định nguồn lực doanh nghiệp (Enterprise Resource Planning - ERP). Trên thế giới, những công ty bán lẻ lớn như Best Buy,
18 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Wal-Mart hiện đã áp dụng hệ thống quản trị chuỗi cung ứng rất thành công. Việc áp dụng
thành công hệ thống này không chỉ giúp các công ty giảm một lượng đáng kể hàng tồn kho từ đó cắt giảm chi phí tồn kho mà còn giúp nâng cao năng suất hoạt động, giảm thời gian vận
chuyển sản phẩm đến khách hàng từ đó giúp cải thiện đáng kể doanh thu cũng như dòng tiền của doanh nghiệp.
Thứ ba: Xây dựng và phát triển các mô hình dự báo tiền mặt.
Việc dự báo nhu cầu vốn lưu động nói chung và nhu cầu tiền mặt nói riêng là vô cùng
quan trọng, bởi nó sẽ giúp cho doanh nghiệp chủ động trong quá trình sản xuất kinh doanh, duy trì được khả năng thanh toán, tận dụng kịp thời các cơ hội cũng như giảm thiểu được chi
phí cơ hội do tồn trữ tiền mặt quá lớn. Việc dự báo chính xác được dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh được coi là quan trọng, then chốt nhất đối với mỗi công ty. Điểm khởi đầu
của việc dự báo dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh chính là công tác dự báo tiêu thụ sản phẩm, theo đó doanh nghiệp có thể sử dụng các phương pháp định tính và định lượng để
dự báo lượng sản phẩm tiêu thụ.
Thứ tư: Các doanh nghiệp cần có các chính sách để nâng cao hiệu quả kinh doanh của
nhóm ngành thực phẩm và đồ uống
Tăng cường công tác kiểm tra, giám sát hoạt động của các nhà quản lý được thuê
ngoài, đặc biệt việc sử dụng chi phí quản lý DN và chi phí bán hàng. Bên cạnh đó, xây dựng các mức thù lao hợp lý, gắn liền lợi ích của nhà quản lý với lợi ích của cổ đông nhưng vẫn
giảm thiểu gánh nặng lên chi phí quản lý DN. Doanh nghiệp cần có chính sách bán chịu hợp lý để thu hồi nhanh các khoản phải thu cũng như duy trì số dư tiền mặt ở mức tối ưu, tránh
lãng phí.
Tài liệu tham khảo
TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
Bùi Thị Ngọc Bích (2015), “Tác động của chính sách quản lý vốn lưu động đến hiệu quả tài
chính của các công ty ngành thực phẩm niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam”, Luận văn thạc sĩ, chuyên ngành kế toán, trường đại học Công nghệ thành phố Hồ Chí
Minh.
Nguyễn Ngọc Hân (2012), “Tác động của quản trị vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi của các
công ty thủy sản trên TTCK Việt Nam”, Luận văn thạc sĩ, Khoa Tài chính - trường Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh.
Hoàng Văn Quỳnh (2018), “Ảnh hưởng của vòng quay tiền mặt đến giá trị doanh nghiệp: bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam”, Luận văn thạc sỹ kinh tế - trường Đại học
Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh.
Bùi Ngọc Toản (2016), “Tác động của chính sách vốn lưu động đến khả năng sinh lợi trên
tổng tài sản của các doanh nghiệp ngành bất động sản Việt Nam”, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 44 (d), 18-27.
ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán 19
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 VN”, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 14 (24).
Tô Thị Thanh Trúc & Nguyễn Đình Thiên (2015), “Ảnh hưởng của chính sách vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt
Nam”, Tạp chí khoa học trường đại học mở thành phố Hồ Chí Minh, 10(2).
Chu Thị Thu Thủy (2012),” Mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của
các công ty cổ phần ngành công nghiệp chế biến chế tạo niêm yết trên HOSE”.
Trần Tú Uyên (2018), “Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của các
doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Khoa học Đại học Quốc gia Hà Nội, 34 (3), 1-14.
Võ Xuân Vinh (2013), “Quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi – thực tiễn các doanh nghiệp ngành công nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh”,
Tạp chí kinh tế và phát triển.
TÀI LIỆU TIẾNG ANH
Boisjoly, R.P., Conine, T.E., McDonald IV, M.B (2020), "Working capital management: Financial and valuation impacts," Journal of Business Research, 108(C), 1-8.
Brealey, R.A., Myers, S.C. & Marcus, A.J. (2001), “Fundamentals of Corporate Finance”,
Corporations -798 pages.
Brigham, F & Houston, F (2007), “Fundamentals of Financial Management 10th ed” ,
McGraw-Hill Inc: New York.
Sugathadasa, D. (2018), “The Relationship between Cash Conversion Cycle and Firm Profitability: Special Reference to the Manufacturing Companies in Colombo Stock
Exchange”, IOSR Journal of Economics and Finance, 10(4), 56-65.
Yazdanfar, D. & Öhman, P. (2014), “The impact of cash conversion cycle on firm
profitability : An empirical study based on Swedish data”, International Journal of Managerial Finance, 10(4), 442- 452.
E. Chuke Nwude1. Elias I. Agbo & Christian Ibe-Lamberts (2018), “Effect of Cash Conversion Cycle on the Profitability of Public Listed Insurance Companies”,
International Journal of Economics and Financial , 8(1), 111-117.
Eljelly, AMA. (2004), “Liquidity-profitability tradeoff: an empirical investigation in an
emerging market”, International Journal of Commerce & Management, 14(2), 48-61.
Gul, S., Khan, M. B., Rehman, S. U., Khan, M. T., Khan, M., & Khan, W. (2013), “Working
Capital Managementand Performance of SME Sector”, European Journal of Business and Management, 5(1), 60–68.
Hutchison, P.D., Theodore Farris II, M. & Anders, S.B. (2007), “Cash-to-cash analysis and
management”, The CPA Journal, 77(80), 42-47.
20 ICYREB 2021 | Chủ đề 3: Tài chính - Ngân hàng - Kế toán
Zakari, M. & Saidu, S. (2016), “The Impact of Cash Conversion Cycle on Firm Profitability:
Evidence from Nigerian Listed Telecommunication Companies”, Journal of Finance and Accounting , 4(6), 342-350.
Anser, R. & Malik, Q.A. (2013), “Cash Conversion Cycle and Firms Profitability - A Study of Listed Manufacturing Companies of Pakistan”, IOSR Journal of Business and
Management, 8(2), 83-87.
Dhole, S., Mishra, S. & Pal, A.M. (2019), “ Efficient working capital management, financial
constraints and firm value: A text-based analysis”. Pacific-Basin Finance Journal, 58.
