Vốn luân chuyển tác động đến lợi nhuận của các doanh nghiệp dịch vụ thương mại tại Tp. Hồ Chí Minh

Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> VỐN LUÂN CHUYỂN TÁC ĐỘNG ĐẾN LỢI NHUẬN<br /> CỦA CÁC DOANH NGHIỆP DỊCH VỤ THƯƠNG MẠI<br /> TẠI TP. HỒ CHÍ MINH<br /> Bùi Đan Thanh*, Nguyễn Đặng Hải Yến**<br /> <br /> TÓM TẮT ćc DNDVTM trên đ̣a b̀n TP. Hồ Ch́ Minh.<br /> Trong những năm qua, TP.HCM có t́c đ̣ Sử dụng dữ lịu b̉ng cho 309 doanh nghịp<br /> ph́t trỉn kinh t́ kh́ cao, trong đó ng̀nh ḍch ḍch vụ trong giai đọn t̀ 2008 – 2015, bằng<br /> vụ có t́c đ̣ tăng trưởng cao nhất v̀ chím phương ph́p GMM, b̀i vít ph́t hịn thấy đ́i<br /> tỷ tṛng lớn trong GDP c̉a Th̀nh ph́, gí với doanh nghịp ḍch vụ thương ṃi ṭi TP.<br /> tṛ tăng bình quân mỗi năm l̀ 12,3%. Doanh HCM kỳ ph̉i thu kh́ch h̀ng v̀ kỳ h̀ng tồn<br /> nghịp ḍch vụ thương ṃi (DNDVTM) luôn kho sẽ tác động ngược chiều đến lợi nhụn c̉a<br /> đòi h̉i ś nguồn v́n xoay vòng nhanh, th́ nên doanh nghịp. Trong khi đó kỳ phải trả có ḿi<br /> v́n luân chuỷn chím g̀n như ph̀n lớn thời quan ḥ cùng chìu với lợi nhụn doanh nghịp<br /> gian v̀ tâm tŕ c̉a ćc nh̀ qủn tṛ DNDVTM ḍch vụ.<br /> hịn nay. B̀i vít phân t́ch ćc th̀nh ph̀n c̉a Từ khóa: Vốn luân chuyển, lợi nhuận<br /> v́n luân chuỷn có t́c đ̣ng đ́n lợi nhụn c̉a doanh nghiệp, doanh nghiệp dịch vụ.<br /> <br /> CAPITAL TRANSFORMED TO THE PROFIT OF COMMERCIAL SERVICES<br /> AND TRADING SERVICES IN HCMC<br /> ABSTRACT the proitability of microinance operations in<br /> In recent years, Ho Chi Minh City has HCMC. Ho Chi Minh. Using table data for<br /> a high economic growth rate, in which the 309 service enterprises in the period 2008<br /> service sector has the highest growth rate - 2015, by GMM method, the article found<br /> and accounts for a large proportion of the that for commercial service enterprises in TP.<br /> city’s GDP, with an average annual increase HCMC customer receivables and inventory<br /> of 12 , 3%. The commercial services business period will impact the opposite to the proit<br /> always requires a fast turnaround of capital, of the business. Meanwhile the pay periodhas<br /> so circulating capital accounts for the vast the same relationship with the proit service<br /> majority of the time and the minds of current business.<br /> SFM managers. The paper analyzes the Keywords: working capital, corporate<br /> components of circulating capital that affect proits, service enterprises.<br /> <br /> *<br /> TS. GV. Trường Đ̣i ḥc Ngân h̀ng th̀nh ph́ Hồ Ch́ Minh. ĐT: 0909297179<br /> Emial: danthanh81@gmail.com<br /> **<br /> ThS. GV. Trường Đ̣i ḥc Ngân h̀ng th̀nh ph́ Hồ Ch́ Minh<br /> <br /> 64<br />  Vốn luân chuyển tác động ...<br /> <br /> <br /> 1. ĐẶT VẤN ĐỀ quan trọng nhất bao gồm khoản phải thu, hàng<br /> Mặc dù còn khá mới nhưng các DNDVTM tồn kho, tiền mặt và chứng khoán thị trường.<br /> là một trong những ngành phát triển nhanh Nợ ngắn hạn thường được các công ty sử dụng<br /> nhất tại TP. HCM. Với tác động làm giảm chi để tài trợ cho nhu cầu vốn luân chuyển, nợ<br /> phí; tăng khả năng cạnh tranh, dịch vụ phát ngắn hạn gồm có những khoản vay ngắn hạn,<br /> triển kinh doanh (DVPTKD), tăng vòng quay những khoản nợ phải trả nhà cung cấp, khoản<br /> vốn luân chuyển được coi là công cụ hữu thuế phải nộp nhà nước và những khoản nợ<br /> dụng cho các DNDVTM. Theo các nghiên ngắn hạn khác.<br /> cứu, nhu cầu tăng vòng quay vốn luân chuyển Vốn luân chuyển là sai biệt giữa tài sản<br /> ngày càng tăng, thì điều đó có tác động đến ngắn hạn và nợ ngắn hạn, tức là:<br /> lợi nhuận doanh nghiệp. Cho đến nay, đã có<br /> V́n luân chuỷn = T̀i s̉n ngắn ḥn – Nợ<br /> nhiều nghiên cứu tḥc nghiệm về mối quan hệ<br /> ngắn ḥn<br /> này; tuy nhiên, tùy thuộc vào không gian và<br /> thời gian nghiên cứu, các kết quả thường cho Với ṣ chuyển hóa nhanh, vốn luân chuyển<br /> thấy những kết luận không tương đồng. Mục được xem là một thách thức của nhà quản trị<br /> tiêu của bài viết này là phân tích ảnh hưởng tài chính, quản lý vốn luân chuyển để đem<br /> của vốn luân chuyển đến lợi nhuận của các lại mức lợi nhuận tối ưu cho doanh nghiệp.<br /> DNDVTM trên địa bàn TP. HCM, giai đoạn Chúng ta có thể thấy, một công ty có tình hình<br /> 2008 – 2015. Các kết quả nghiên cứu có thể tài chính trong dài hạn được đánh giá tốt, song<br /> đưa ra những gợi ý tham khảo cho các nhà nếu vốn luân chuyển không đáp ứng được các<br /> quản trị DNDVTM trong quá trình xây ḍng nghĩa vụ ngắn hạn, thì công ty đó có thể bị mất<br /> vốn luân chuyển mục tiêu để gia tăng lợi nhuận khả năng cạnh tranh và dẫn tới phá sản.<br /> cho doanh nghiệp.<br /> 3. CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM<br /> 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ<br /> Vốn luân chuyển (Working Capial) được TÀI CHÍNH<br /> định nghĩa là chênh lệch giữa tài sản ngắn Nhóm giáo sư Saghir, Hashmi và Hussain<br /> hạn và nợ ngắn hạn phải trả. Vốn luân chuyển (2011) đã nghiên cứu tập trung và thiết lập<br /> theo nghĩa rộng là giá trị của toàn bộ tài sản một mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa khả<br /> lưu động, là những tài sản gắn liền với chu kỳ năng sinh lời và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt,<br /> kinh doanh của mỗi công ty. Mỗi chu kỳ kinh các thành phần của chu kỳ chuyển đổi tiền<br /> doanh, chúng chuyển hóa qua tất cả các dạng mặt. Mẫu nghiên cứu gồm 60 công ty dệt may<br /> tồn tại từ tiền mặt đến hàng tồn kho, khoản niêm yết tại TTCK Karachi trong giai đoạn<br /> phải thu và trở về hình thái cơ bản ban đầu là 2001 - 2006. Ngành dệt may được chọn bởi<br /> tiền mặt. công nghiệp đồ trang sức và dệt may chiếm<br /> Theo Trần Ngọc Thơ và cộng ṣ (2007), gần 60% kim ngạch xuất khẩu của Pakistan.<br /> tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn được gọi Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối qua<br /> chung là vốn luân chuyển. Tài sản ngắn hạn hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa khả năng<br /> được định nghĩa là những tài sản sử dụng trong sinh lời (ROE) và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt<br /> hoạt động hàng ngày của công ty nhằm mang (CCC). Hơn nữa các nhà quản lý có thể cải<br /> lại cho công ty lượng tiền mặt trong khoảng thiện khả năng sinh lời cho các công ty của họ<br /> thời gian không quá một năm, tài sản ngắn hạn bằng cách xử lý đúng đắn chu kỳ chuyển đổi<br /> <br /> 65<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> <br /> tiền mặt và giữ thời gian thu tiền bình quân, các công ty trên TTCK Tehran, đã đặt ra mục<br /> thời gian trả tiền bình quân, lẫn thời gian luân tiêu nghiên cứu mới: Cung cấp bằng chứng<br /> chuyển hàng tồn kho đến mức tối ưu. Ḍa vào tḥc nghiệm về tác động của quản trị vốn<br /> mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và luân chuyển lên khả năng sinh lời và giá trị<br /> khả năng sinh lời mà nghiên cứu rút ra được thị thuờng. Abbasali và Milad thu thập 400<br /> rằng: Nhà quản lý hoặc chủ sở hữu sẽ ra các mẫu quan sát của 80 công ty trong giai đoạn<br /> quyết định về việc quản trị vốn luân chuyển 2006 - 2010. Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn<br /> của công ty ḍa vào khả năng sinh lời. Các tại mối quan hệ có ý nghĩa giữa quản trị vốn<br /> công ty có khả năng sinh lời thấp tốn nhiều luân chuyển và khả năng sinh lời của công ty,<br /> thời gian hơn để thanh toán các hóa đơn, lợi nhưng không tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa<br /> dụng thời hạn tín dụng của các nhà cung cấp. với giá trị thị truờng của công ty. Nghiên cứu<br /> Mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu tiền cũng cho biết nhà quản trị có thể làm tăng khả<br /> bình quân và khả năng sinh lời của các công năng sinh lời của công ty thông qua việc giảm<br /> ty cho thấy rằng các công ty ít khả năng sinh chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và t̉ lệ nợ.<br /> lời hơn sẽ theo đuổi ṣ sụt giảm của tài khoản Tại Việt Nam, trong những năm gần đây,<br /> phải thu trong một nỗ ḷc để giảm bớt khoảng Huỳnh Phương Đông và Jyh-tay Su (2010)<br /> cách tiền mặt của họ trong chu kỳ chuyển đổi nghiên cứu sử dụng một mẫu gồm 131 công<br /> tiền mặt. Kết quả nghiên cứu xây ḍng được ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt<br /> mối quan hệ có ý nghĩa thống kê. Do đó các Nam giai đoạn năm 2006 – 2008. Nghiên cứu<br /> nhà quản lý có thể tăng khả năng sinh lời cho phát hiện mối quan hệ ngược chiều giữa khả<br /> các công ty của mình bằng cách xử lý đúng năng sinh lời và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt;<br /> chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và giữ mỗi thành có nghĩa là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dài<br /> phần ở mức tối ưu. hơn thì khả năng sinh lời thấp hơn. Vì vậy,<br /> Arunkumar và Radharamanan (2012) các nhà quản lý có thể tạo ra giá trị cho các<br /> đã phân tích hiệu quả của quản trị vốn luân cổ đông bằng cách giảm chu kỳ chuyển đổi<br /> chuyển đối với khả năng sinh lời của các tiền mặt trong một phạm vi hợp lý. Kết quả<br /> doanh nghiệp sản xuất Ấn Ðộ. Mẫu phân phân tích mối quan hệ giữa quản trị vốn luân<br /> tích gồm 1.198 công ty, thời gian nghiên cứu chuyển và khả năng sinh lời của các công<br /> là 5 năm, từ niên độ 2005-2006 đến niên độ ty niêm yết trên TTCK Việt Nam cũng phát<br /> 2009-2010. Kết quả ch̉ ra rằng, có mối tương hiện mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu<br /> quan giữa khả năng sinh lời và kỳ trả tiền bình tiền bình quân, số ngày tồn kho bình quân và<br /> quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho. Nghiên khả năng sinh lời.<br /> cứu cũng cho thấy khả năng sinh lời sẽ cải Phan Đình Nguyên và Nguyễn Ngọc Trãi<br /> thiện khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt ngắn (2014) nghiên cứu sử dụng mẫu là 220 công ty<br /> hơn. Bài nghiên cứu kết luận: Trong bối cảnh niêm yết trên sàn HOSE và HNX bằng phương<br /> các công ty ở Ấn Ðộ, các công ty phải duy trì pháp hồi quy dữ liệu bảng giai đoạn 2007-<br /> kỳ luân chuyển hàng tồn kho và kỳ trả tiền 2012. Nhóm nghiên cứu sử dụng phương pháp<br /> bình quân sao cho tương đối dài; đầu tư cho chạy hồi quy FEM (Fixed Effects Model). Kết<br /> tài sản ngắn hạn phải tương đương nợ ngắn quả nghiên cứu cho thấy các biến nghiên cứu<br /> hạn để nâng cao kết quả kinh doanh. đại điện cho vốn luân chuyển (số ngày phải<br /> Abbasali và Milad (2012) nghiên cứu từ thu, số ngày phải trả, số ngày tồn kho và chu<br /> <br /> 66<br />  Vốn luân chuyển tác động ...<br /> <br /> <br /> kỳ luân chuyển tiền mặt) đều có tác động tiêu phụ thuộc ROA. Cụ thể công thức tính đối với<br /> c̣c đến lợi nhuận doanh nghiệp. từng biến phụ thuộc như sau:<br /> Vương Đức Hoàng Quân và các cộng ṣ ROA = Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản.<br /> (2014) nghiên cứu sử dụng số liệu của 238 + Biến độc lập sử dụng trong mô hình:<br /> công ty niêm yết trên sàn TP.HCM và Hà Nội - ACR = Các khoản phải thu/ Doanh thu<br /> trong giai đoạn 2008 đến 2013. Cũng giống bình quân 1 ngày.<br /> như nghiên cứu ở các nước khác trên thế<br /> - ICP = Giá trị hàng tồn kho/ Giá vốn<br /> giới, trong bài viết này nhóm nghiên cứu tìm<br /> hàng bán bình quân 1 ngày.<br /> thấy mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng<br /> tạo ra lợi nhuận của công ty và chu kỳ tiền - APP = Các khoản phải trả ngắn hạn/<br /> mặt, thời gian tồn kho và thời gian thu tiền. Giá vốn hàng bán bình quân 1 ngày.<br /> Theo phương pháp chạy mô hình OLS, nhóm - Tốc độ tăng trưởng (Growth) = (doanh<br /> nghiên cứu thấy khoản phải trả tương quan thu t – doanh thut-1)/ doanh thut-1<br /> ngược chiều với lợi nhuận nhưng không có ý - Quy mô tài sản Size: logarit cơ số 10<br /> nghĩa thống kê. của tổng tài sản.<br /> 4. D̃ LIỆU NGHIÊN CỨU - Độ tuổi của Doanh nghiệp (Age) =<br /> Dữ liệu nghiên cứu là số liệu được thu thập Năm t – Năm thành lập<br /> từ báo cáo tài chính của doanh nghiệp dịch vụ - Uit: phần dư của mô hình<br /> nhỏ và vừa tại TP.HCM trong giai đoạn 2008 Trên cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu<br /> – 2015. Trong 365 doanh nghiệp được cung tḥc nghiệm, bảng 1 thể hiện dấu kỳ vọng của<br /> cấp từ Cục Thống Kê TP. HCM hoạt động liên các hệ số các biến:<br /> tục trong khoảng thời gian 2008 - 2015, tác<br /> Bảng 1. Kỳ ṿng dấu ćc ḥ ś hồi quy<br /> giả loại 56 doanh nghiệp có báo cáo tài chính<br /> không theo quy định của Bộ tài chính, kết TT ROA<br /> quả còn lại 309 doanh nghiệp. Với thời gian 1 ACR -<br /> nghiên cứu là 7 năm từ 2008 – 2015, ta có 2 ICP -<br /> kích cở mẫu gồm 2.163 quan sát. Trong bài 3 APP +<br /> viết này, tác giả sử dụng phần mềm STATA để 4 Growth +<br /> xử lý số liệu. 5 Size +<br /> 6 Age +<br /> 5. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU<br /> 5.1. Mô hình nghiên cứu 5.2. Phương pháp phân tích dữ liệu<br /> Ḍa vào các nghiên cứu của Arunkumar Các phương pháp hồi quy OLS, FEM,<br /> và R a m anan (2012), Abbasali và Milad REM, GLS…có những thế mạnh riêng và<br /> (2012), Saghir, Hashmi và Hussain (2011), song hành đó cũng có những tồn tại khác nhau,<br /> tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu sau: trong đó các vấn đề phổ biến hay gặp phải là<br /> do đặc tính dữ liệu dẫn đến kết quả ước lượng<br /> Yit = β0 + β1ACRit + β2ICPit + β3APPit<br /> có thể bị chệch, như các hiện tượng: đa cộng<br /> + β4Growthit + β5Sizeit + β6Ageit + uit<br /> tuyến, tương quan, ṭ tương quan, nội sinh.<br /> Trong đó: Nói cách khác, có một số vấn đề nảy sinh khi<br /> + Biến phụ thuộc Yit lần lượt là các biến tiến hành ước lượng mô hình đó là:<br /> <br /> 67<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> <br /> (1) Các biến có thể được xem là nội sinh bởi công cụ thích hợp (Judson và các cộng ṣ,<br /> vì quan hệ nhân quả có thể xảy ra theo hai chiều 1996). Ngoài ra, để kiểm định Sargan không<br /> hướng: từ các biến giải thích đến biến được giải bị yếu thì số lượng các biến công cụ được ḷa<br /> thích và ngược lại. Việc hồi qui các biến này có chọn về nguyên tắc phải nhỏ hơn hoặc bằng số<br /> thể dẫn đến ṣ tương quan với sai số, tức xảy ra lượng các nhóm.<br /> hiện tượng nội sinh làm chệch kết quả;<br /> Ước lượng theo phương pháp GMM của<br /> (2) Tác động cố định hàm chứa sai số trong Arellano-Bond được thiết kế thích hợp cho dữ<br /> mô hình hồi quy bao gồm tính đặc thù của các liệu bảng với T nhỏ và N lớn, (Judson cộng<br /> biến không quan sát được (vi) và sai số đặc thù ṣ,1996; Roodman, 2006). Tính hợp lý của<br /> quan sát được (eit): các công cụ được sử dụng trong phương pháp<br /> (3) Ṣ hiện diện của biến trễ Yit -1 trong GMM được đánh giá qua các thống kê Sargan<br /> mô hình sẽ đẫn đến hiện tượng ṭ tương quan; và Arellano-Bond (AR): kiểm định Sargan xác<br /> (4) Dữ liệu bảng trong các nghiên cứu định tính chất phù hợp của các biến công cụ<br /> thường có thời gian ngắn (T ngắn) và mảng trong mô hình GMM. Đây là kiểm định giới<br /> không gian lớn (N lớn). hạn về nội sinh (over-identifying restrictions)<br /> của mô hình. Kiểm định Sargan với giả thuyết<br /> Để giải quyết vấn đề, ước lượng GMM của<br /> H0 biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không<br /> Arellano-Bond (1991) ḍa trên cơ sở được đề<br /> tương quan với sai số của mô hình. Vì thế, giá<br /> xuất bởi Holtx-Eakin, Newey &Rosen (1988).<br /> trị p của thống kê Sargan càng lớn tốt. Còn<br /> Trong thủ tục GMM, cần phân biệt biến<br /> kiểm định Arellano-Bond về ṭ tương quan<br /> được công cụ (instrumented) và biến công cụ<br /> (autocorrelation) có giả thuyết H0: không ṭ<br /> (instrument). Nếu các biến được ḍ đoàn là<br /> tương quan, trong đó kiểm định AR (2) quan<br /> nội sinh (tương đương với ngoại sinh không<br /> trọng hơn bởi vì nó kiểm tra ṭ tương quan ở<br /> nghiêm ngặt) thì sắp xếp vào nhóm biến được<br /> các cấp độ.<br /> công cụ theo tiếp cận gmm; và khi đó ch̉ có<br /> giá trị trễ của các biến này mới là các công Tóm lại, phương pháp GMM sử dụng các<br /> cụ thích hợp (Judson và các cộng ṣ, 1996). độ trễ thích hợp của các biến được công cụ để<br /> Còn nếu như các biến giải thích được xác định tạo nên các biến công cụ. Ngoài ra, GMM còn<br /> là ngoại sinh nghiêm ngặt cũng như các biến khai thác dữ liệu gộp của bảng và ràng buộc<br /> công cụ được thêm vào (nếu có) thì xếp vào độ dài chuỗi dữ liệu thời gian của các đơn vị<br /> nhóm biến công cụ (iv-instrument variable). bảng trong bảng dữ liệu. Từ đó, cho phép sử<br /> Các biến được cho là ngoại sinh nghiêm ngặt dụng một cấu trúc trễ thích hợp để khai thác<br /> thì giá trị hiện tại và trễ của chúng đều là các đặc tính năng động của dữ liệu.<br /> <br /> 6. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN<br /> 6.1. Kết quả thống kê mô tả<br /> <br /> Bảng 2: Th́ng kê mô t̉ ćc bín<br /> Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max<br /> <br /> ROA 2163 0.061996 0.080889 -0.57692 1.559539<br /> ACR 2163 81.13245 121.7732 0 906.792<br /> <br /> <br /> 68<br />  Vốn luân chuyển tác động ...<br /> <br /> <br /> <br /> ICP 2163 93.5643 69.18235 0.003987 295.9522<br /> APP 2163 36.26912 50.00477 0 819.232<br /> Growth 2163 2.64507 47.58476 -1 543.7653<br /> Size 2163 7.65421 0.547624 0.64387 11.51011<br /> Age 2163 7.334204 4.73654 0 32<br /> Nguồn: Tác giả tính toán từ Excel v̀ Stata 12.0<br /> <br /> Theo kết quả từ bảng 2 ta thấy rằng 6.2. Kết quả hồi quy<br /> Biến ACR - Kỳ thu tìn bình quân: trung Từ kết quả phân tích hồi quy, dấu của<br /> bình các công ty phải mất 81 ngày để thu đủ các hệ số ACR, ICP, APP, trong mô hình đều<br /> tiền từ khách hàng (khoảng 2,5 tháng). thống nhất với giả thuyết ban đầu, tuy nhiên<br /> ICP không có ý nghĩa thống kê. Điều này có<br /> Biến ICP - Kỳ luân chuỷn h̀ng tồn kho:<br /> thể được giải thích do bộ số liệu thu thập là từ<br /> trung bình các công ty mất 93 ngày để sản<br /> các DNDVTM vốn ưa thích sử dụng nợ ngắn<br /> xuất và tiêu thụ được thành phẩm trong kho<br /> hạn và hoạt động trong các lĩnh ṿc cung cấp<br /> (khoảng 3 tháng).<br /> dịch vụ thương mại, nơi hàng tồn kho có tỷ<br /> Biến APP – Kỳ tr̉ tìn bình quân: trung trọng thấp và như vậy thời gian lưu kho bình<br /> bình các công ty mất 36 ngày để thanh toán quân ít ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh<br /> hết cho nhà cung cấp (khoảng trên 1 tháng) nghiệp.<br /> <br /> <br /> Bảng 3. Ḱt qủ hồi quy phương trình ROA theo ACR, ICP, APP<br /> <br /> <br /> ROA OLS REM FEM GMM<br /> <br /> <br /> ACR -0.0258 -0.0152 -0.024*** -0.0227***<br /> [-4.34] [-2.10] [-3.88] [-3.29]<br /> ICP -0.056*** -0.031** -0.043*** - 0.0254<br /> [-5.47] [-2.51] [-3.97] [0.51]<br /> APP 0.000571 -0.00024 0.000142 0.0201***<br /> [0.94] [-0.41] [0.25] [21.52]<br /> Growth 0.003726*** 0.003625*** 0.003526*** 0.005327<br /> [3.03] [3.03] [2.61] [0.88]<br /> Size 0.288*** -0.173** 0.170*** 0.00703***<br /> [5.73] [-2.07] [2.94] [8.43]<br /> Age 0.0797*** -0.0473 0.0878*** 0.000445***<br /> [5.18] [-0.77] [4.28] [3.81]<br /> <br /> <br /> 69<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> <br /> _cons -0.120** -0.120** 0.0751 -0.0401***<br /> [-2.10] [-2.10] [0.74] [-5.96]<br /> N 2163 2163 2163 2163<br /> R-sq 0.456 0.546<br /> Kiểm định<br /> Sargan 0.350<br /> Tự hồi<br /> quy bậc 2 -<br /> AR(2) 0.691<br /> Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch dữ lịu t̀ ph̀n m̀m Stata 12.<br /> Ghi chú:*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%<br /> <br /> Kết quả kiểm định Sargan test cho thấy Còn kỳ phải trả cho nhà cung cấp (APP) có<br /> không có hiện tượng nội sinh xảy ra trong mô tác động cùng chiều với lợi nhuận của doanh<br /> hình. Bởi vì các giá trị p của kiểm định Sargan nghiệp, thông qua hệ số tương ứng (0.0201) đã<br /> đều lớn hơn α (1%) cho thấy giả thuyết H0 giúp cho doanh nghiệp có được nguồn vốn hỗ<br /> các biến là ngoại sinh được chấp nhận ở mức trợ vào hoạt động kinh doanh. Do vậy khoản<br /> ý nghĩa 1%. phải trả là một nguồn tài trợ bằng hình thức<br /> Kết quả kiểm định ṭ tương quan Arellano- tín dụng thương mại. Doanh nghiệp càng trì<br /> Bond AR(2) cũng cho thấy không có hiện hoãn việc trả tiền cho nhà cung cấp, số ngày<br /> tượng ṭ tương quan xảy ra ở tất cả các bậc trả tiền sẽ gia tăng, chu kỳ luân chuyển tiền<br /> của phương trình với mức ý nghĩa 1%. Ngoài giảm. Chu kỳ luân chuyển tiền càng ngắn cho<br /> ra để ước lượng không bị yếu, số lượng các thấy hiệu quả vốn lưu động càng cao, vì ṣ gia<br /> biến công cụ phải nhỏ hơn hoặc bằng các tăng hiệu suất hoạt động, dẫn đến lợi nhuận<br /> nhóm, đảm bảo tính vững của mô hình. doanh nghiệp tăng.<br /> Từ kết quả trên ta thấy biến kỳ thu tiền<br /> 7. GỢI Ý CHÍNH SÁCH<br /> bình quân (ACR) có tác động ngược chiều với<br /> lợi nhuận của doanh nghiệp, thông qua hệ số Qua phân tích dữ liệu trên 309 doanh<br /> tương ứng (-0.0227), điều đó cho thấy nếu kéo nghiệp dịch vụ thương mại trên địa bàn TP. Hồ<br /> dài ngày thu tiền khách hàng sẽ có tác động Chí Minh trong suốt giai đoạn 2008 – 2015, sử<br /> làm giảm lợi nhuận của doanh nghiệp. dụng phương pháp hồi quy GMM. Ḍa trên<br /> kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số gợi ý<br /> Kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM<br /> chính sách nhằm tăng lợi nhuận với các thành<br /> cho thấy biến ICP mặc dù có mối quan hệ<br /> phần của vốn luân chuyển. DNDVTM có thể<br /> ngược chiều đến biến phụ thuộc nhưng không<br /> rút ngắn thời gian thu tiền bán hàng (ACR)<br /> có ý nghĩa thống kê hàm ý rằng không có bằng<br /> bằng cách:<br /> chứng thống kê cho thấy ICP thật ṣ tác động<br /> đến lợi nhuận của doanh nghiệp. Điều này có Th́ nhất, DNDVTM nên theo d̃i thường<br /> thể là do đặc điểm, tính chất của các doanh xuyên số ngày thu tiền bình quân và thời hạn<br /> nghiệp du lịch là quy mô là nhỏ và vừa hoặc thu các khoản phải thu, kiểm tra xem các<br /> hạn chế của số liệu mà tác giả thu thập được. khoản phải thu có đúng theo kế hoạch không.<br /> <br /> 70<br />  Vốn luân chuyển tác động ...<br /> <br /> <br /> Th́ hai, chiết khấu bằng tiền khi khách vậy các doanh nghiệp chấp nhận chi phí cao<br /> hàng thanh toán trước hạn, hoặc chiết khấu để trì hoãn thanh toán cho nhà cung cấp, để<br /> theo khối lượng hàng cho những khách hàng có được guồn tài trợ từ khoản tín dụng thương<br /> sẵn sàng ký hợp đồng mua dài hạn. mại này.<br /> Th́ ba, DNDVTM có thể áp dụng hình Tóm lại, ba thành phần của chu kỳ tiền mặt<br /> thức dịch vụ “bao thanh toán”. Với những gồm kỳ phải thu khách hàng, kỳ chuyển đổi<br /> doanh nghiệp thường xuyên bán chịu hàng hàng tồn kho và kỳ thanh toán cho nhà cung<br /> hóa sẽ bán lại những khoản phải thu cho một cấp được quản lý theo những cách khác nhau<br /> công ty chuyên môn làm nghiệp vụ thu hồi để tối đa hóa lợi nhuận của doanh nghiệp, hoặc<br /> nợ. Theo Nguyễn Minh Kiều (2014), nhờ ṣ để thúc đẩy tăng trưởng doanh nghiệp. Hiện<br /> chuyên môn hóa việc thu hồi nợ nên sau khi nay, đất nước ta đang trong quá trình hội nhập<br /> mua lại các khoản nợ, công ty mua nợ có thể kinh tế quốc tế ngày càng sâu rộng. Trong điều<br /> nâng cao được hiệu suất thu hồi nợ và giảm lợi kiện đó, quản trị vốn luân chuyển có vai trò<br /> thế thu hồi nợ nhờ lợi thế về quy mô. hết sức quan trọng và được các nhà quản trị<br /> đặc biệt quan tâm.<br /> Việc quản lý các khoản phải thu là đảm<br /> bảo hài hòa giữa rủi ro và lợi nhuận, chấp TÀI LIỆU THAM KHẢO<br /> nhận rủi ro từ khách hàng mà không phải là ṣ • Tài liệu tiếng Việt:<br /> đánh đổi của doanh nghiệp. [1]. Phan Đình Nguyên và Nguyễn Ngọc Trãi<br /> Đối với kỳ trả tiền bình quân (APP): 2014, T́c đ̣ng c̉a v́n lưu đ̣ng đ́n lợi<br /> DNDVTM nên trì hoãn thanh toán cho nhà nhụn c̉a ćc doanh nghịp niêm ýt ở Vịt<br /> cung cấp một cách hợp pháp, để có được Nam, Tạp chí công nghệ ngân hàng, số 104,<br /> nguồn tài trợ từ khoản tín dụng thương mại (tháng11/2014), trang 54-61.<br /> này. Từ kết quả nghiên cứu, tác giả sẽ đưa ra [2]. Vương Đức Hoàng Quân, Lê Quang<br /> kiến nghị giúp chủ doanh nghiệp có thể kéo dài Minh, Lâm Quang Lộc và Trần Minh Tâm<br /> thời gian thanh toán cho nhà cung cấp bằng các 2014, Ḿi liên ḥ giữa qủn tṛ v́n lưu đ̣ng<br /> cách sau: v̀ kh̉ năng ṭo ra lợi nhụn c̉a ćc doanh<br /> Ṃt l̀, doanh nghiệp nên đa dạng hóa nhà nghịp niêm ýt ṭi Vịt Nam giai đọn 2008-<br /> cung cấp, để gia tăng cơ hội mua chịu hàng 2013, Tạp chí công nghệ ngân hàng, số 101,<br /> hóa hay dịch vụ. (tháng 8/2014), trang 23-30.<br /> [3]. Nguyễn Minh Kiều 2014, T̀i ch́nh<br /> Hai là, chủ doanh nghiệp nên tích c̣c đàm<br /> doanh nghịp căn b̉n, Nhà xuất bản tài<br /> phán với nhà cung cấp, chú trọng bảo vệ uy<br /> chính.<br /> tín, củng cố vị thế tín dụng bằng cách minh<br /> [4]. Trần Ngọc Thơ và các cộng ṣ 2007, T̀i<br /> chứng năng ḷc tài chính và luôn có thiện chí<br /> ch́nh doanh nghịp hịn đ̣i. Nhà xuất bản<br /> trả nợ, để gia tăng uy tín của mình trong thị<br /> thống kê.<br /> trường, từ đó sẽ dễ dàng trong việc đàm phán<br /> • Tài liệu tiếng Anh:<br /> với nhà cung cấp.<br /> [5]. Abbasali, P., & Milad, E. 2012, Impact of<br /> Ngoài ra, nghiên cứu n ày được t h ̣c Working Capital Management on Proitability<br /> h i ệ n t r o n g g i a i đoạn c á c D N D V T M and Market Evaluation: Evidence from<br /> gặp n h i ề u k h ó khăn về vốn lưu động, do Tehran Stock Exchange, International Journal<br /> <br /> 71<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> <br /> of Business & Social Science; May2012, Vol. Economics Letters, 65:9-15.<br /> 3 Issue 9, p311 [9]. Mathuva, D, M. 2010, The Inluence of<br /> [6]. Arunkumar, O, N., & Radharamanan, Working Capital Management Components<br /> T, R. 2012, Analysis of effects of working on Corporate Proitability: A Survey on<br /> capital management on corporate Kenyan Listed Firms, Research Journal of<br /> proitability of Indian Manufacturing Firms, Business Management, 4(1), pp. 1 – 11.<br /> International Journal of Business Insights & [10]. Roodman, D. 2006, How to Do<br /> Transformation;Oct2011- Mar2012, Vol. 5 xtabond2: An Introduction to “Difference”<br /> Issue 1, p71. and “System” GMM in Stata, The Center<br /> [7]. Đông, H, P., & Su, J, T. 2010, The for Global Development, Working Paper<br /> relationship between working capital Number 103 December 2006.<br /> management and proitability: a Vietnam [11]. Saghir, A., Hashmi, F, M., & Hussain,<br /> case, International Research Journal of M, N. 2011, Working Capital Management<br /> Finance a nd Economics I SSN Issue and Proitability: Evidence from Pakistan<br /> 01/2010; 49:1450- 2887. Firms, Interdisciplinary Journal of<br /> [8]. Judson, R,. & Owen, A,. 1996, Contemporary Research in Business, Vol 3,<br /> Estimating Dynamic Panel Data Models: No 8, pp. 1092-1105.<br /> A Practical Guide for Macroeconomists,<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 72<br />