Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VÓN LUÂN CHUYỂN LÊN TỶ SUẤT
SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG
CHƯNG KHOÁN VIỆT NAM
Bùi Hữu Phước	TS. GV. Khoa Tài chỉnh - Ngân hàng. Trường đại học Tài chỉnh - Marketing.
ĐT: 0913 100 394; Email: ductcdn@yahoo.com
, Nguyễn Chiêu Thụy	ThS. GV. Khoa Kế toán - Tài chính - Ngân hàng, Trường đại học Cửu Long.
ĐT: 0909 213 592; Email: nguyenchieuthuy@mku.edu.vn
,
Ngô Văn Toàn	ThS. GV. Khoa Tài chỉnh - Ngân hàng, Trường đại học Tài chỉnh - Marketing. NCS. Trường đại học Ngân hàng Tp.HCM. Email: ngovantoan2425@gmail.com
TÓM TẮT
Bài nghiên cứu tìm hiểu tác động của quản trị vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010 - 2015. Phương pháp ước lượng cho mồ hĩnh hồi quy được sử dụng là bằng Pool OLS, REM, FEM và FGLS với dữ liệu bảng gồm 1158 quan sát trong khoảng thời gian 6 năm. Kết quả cho thấy việc quản trị vốn luân chuyển có tác động lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty, cụ thể là rút ngắn kỳ thu tiền bình quân (RCP), kỳ trả tiền bình quân (PDP), kỳ luân chuyển hành tồn kho (ICP) và chu kỳ chu chuyển tiền (CCC) sẽ làm gia tăng tỷ suất sinh lợi cho các cồng ty.
Từ khóa: Vốn luân chuyển, chu kỳ chu chuyển tiền, tỷ suất sinh lợi, Việt Nam.
EFFECTS OF WORKING CAPITAL MANAGEMENT ON PROFITABILITY
OF LISTED COMPANIES IN THE VIETNAM STOCK EXCHANGE
ABSTRACT
The paper explores the impact of capital management on turnover ratios of companies listed on the Vietnam stock market for the period 2010 - 2015. The estimation method for the regression model is used by Pool OLS, REM, FEM and FGLS with 1158 observation table data over a 6 year period. The results show that circular capital management has an impact on companies return-to-earnings ratios, such as Receivables collection period (RCP), Payables deferral period (PDP) Inventory conversion period (ICP) and Cash conversion cycle (CCC) will increase companies profit margins.
Keywords: Working capital, Cash conversion cycle, Profitability, Vietnam.
GIỚI THIỆU
Quản trị vốn luân chuyến mà cụ the là quản trị tài sản ngắn hạn và quản trị nợ ngắn hạn hiệu quả, là một trong những nội dung quan trọng trong quản trị tài chính của bất kỳ loại hình doanh nghiệp nào. Quản trị vốn luân chuyến còn duy trì quan hệ giữa từng bộ phận cấu thành cũng nhu tống thế của vốn luân chuyến một cách hợp lý và tìm ra các nguồn vốn phù hợp đế tài trợ cho vốn luân chuyến. Nhu vậy, quản trị vốn luân chuyến tác động trực tiếp lên trạng thái sinh lợi và rủi ro của các công ty. Quản trị tốt vốn luân chuyến góp phần đay nhanh việc sản xuất kinh doanh, sử dụng hợp lý các nguồn vốn, tiết kiệm chi phí vốn thấp nhất và cuối cùng là mang lại lợi nhuận cao nhất cho công ty. Nhung việc quản trị vốn luân chuyến nhu thế nào là tốt? và mức độ tác động của việc quản trị vốn luân chuyến đến tỷ suất sinh lợi của các công ty ra sao? Đây là câu hỏi khó cho các công ty hiện nay và đặc biệt là các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán.
Vốn luân chuyến trong các công ty luôn đóng vai trò quan trọng cho việc duy trì và phát triến hoạt động kinh doanh. Sự quản trị vốn luân chuyến có thế đuợc định nghĩa nhu một sự duy trì mức độ tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn phù hợp nhằm duy trì tốt hoạt động công ty, tận dụng tối đa nguồn vốn và tối thiếu hóa chi phí, tạo ra đủ tiền đế thanh toán các nghĩa vụ ngắn hạn cũng nhu đầu tu thêm vào sản xuất kinh doanh. Mỗi công việc kinh doanh đều cần vốn luân chuyến đế tồn tại và duy trì hoạt động. Vốn luân chuyến là sự sống của một công ty nó rất cần thiết cho một công ty đế duy trì tính thanh khoản và lợi nhuận. Với mục đích nghiên cứu tác động lên tỷ suất sinh lợi của các công ty niêm yết, nhóm tác giả đã chọn đề tài “Vác động của quản trị vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” đế nghiên cứu.
CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC CÓ LIÊN QUAN VÀ GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU
Các nghiên cứu trước có liên quan
Lazaridis & Tryfonidis (2006) đã điều tra các mối quan hệ giữa lợi nhuận công ty và quản trị vốn luân chuyến. Tác giả chọn đuợc một mẫu của 131 công ty niêm yết trong TTCK Athens từ năm 2001 - 2004. Trong đó, tỷ suất sinh lợi thuần là biến phụ thuộc đuợc sử dụng đế đo luờng lợi nhuận của công ty và chu kỳ luân chuyến tiền mặt và các thành phần của nó nhu kỳ thu tiền bình quân, kỳ trả tiền bình quân, kỳ luân chuyến hàng tồn kho là các biến độc lập đuợc dùng đế đo luờng việc quản trị vốn luân chuyến. Tác giả còn đua vào mô hình ba biến kiếm soát đó là tỷ lệ nợ, quy mô công ty và tỷ lệ đầu tu tài chính dài hạn. Tác giả nhận thấy tỷ suất sinh lợi có quan hệ tuơng quan âm với các biến chu kỳ chuyến đối tiền mặt, kỳ thu tiền và số ngày tồn kho. Do đó quản lý tốt chu kỳ chuyến đối tiền đuợc sử dụng nhu một biện pháp nâng cao hiệu quả quản lý vốn. Do đó việc quản lý vốn luân chuyến sẽ ảnh huởng đến tỷ suất sinh lợi của công ty.
Juan García-Teruel và Martinez-Solano (2007) đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của quản lý vốn luân chuyến trên tỷ suất sinh lợi của một mẫu 8872 công ty vừa và nhỏ của Tây Ban Nha từ năm 1996 - 2002. Trong đó, tỷ suất sinh lợi (ROA) là biến phụ thuộc đuợc sử dụng đế đo luờng lợi nhuận của công ty và chu kỳ luân chuyến tiền mặt (CCC) và các thành phần của nó nhu kỳ thu tiền (AR), kỳ trả tiền (AP), kỳ luân chuyến hàng tồn kho (INV) là các biến độc lập đuợc dùng đế đo luờng việc quản trị vốn luân chuyến. Tác giả còn đua vào mô hình bốn biến kiếm soát đó là tỷ lệ nợ (DEBT), quy mô công ty (SIZE), tốc độ tăng doanh thu (SGROW) và tỷ lệ tăng truởng GDP. Kết quả cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận của các công ty vừa và nhỏ với kỳ thu tiền và số ngày tồn kho. Kỳ trả tiền cũng ảnh huởng đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản của một số công ty. Tác giả chứng minh rằng các nhà quản lý có thế tạo ra giá trị lợi nhuận của công ty bằng cách giảm số ngày các khoản phải thu và hàng tồn kho. Việc rút ngắn chu kỳ chuyến đối tiền cũng cải thiện khả năng sinh lợi của công ty. Tác giả rút ra kết luận các công ty vừa và nhỏ muốn quản lý tốt vốn luân chuyến thì họ cũng có thế tạo ra giá trị bằng cách giảm kỳ thu tiền và số ngày tồn kho của công ty ở mức tối thiếu, hoặc là mức hợp lý.
Nghiên cứu của (Al-Debi’e, 2011) nhằm khảo sát mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và các biện pháp quản lý vốn luân chuyến cho các công ty công nghiệp niêm yết ở Jordan trong giai đoạn 2001-2010. Việc quản lý hiệu quả vốn luân chuyến sẽ làm tăng khả năng sinh lời cho các công ty. Kết quả cho thấy có ít khả năng sinh lời cho các công ty chờ đợi lâu hơn đế bán những sản phàm, thu gom từ bán chịu và tiền trả cho các nhà cùng cấp hàng hóa. Hơn nữa, kết quả cho thấy bất chấp mức độ lợi nhuận của các công ty công nghiệp ở Jordan trả cho nhà cung cấp truớc khi thu từ bán chịu. Các biến số kiếm soát (quy mô, đòn bấy và tăng truởng GDP) bao gồm trong tất cả các mô hình hồi quy là đáng kế và có kỳ vọng dấu nhu dự kiến. Khả năng sinh lợi gia tăng cùng với tăng truởng GDP và giảm với đòn bấy.
Trong bài nghiên cứu của tác giả (Arbidane & Ignatjeva, 2012) sử dụng dữ liệu báo cáo hàng năm của 128 công ty tại khu vực sản xuất Latvia từ năm 2004 - 2010. Các số liệu đuợc thu thập từ Cục Thống kê Trung uơng và cơ sở dữ liệu của các công ty tại Latvia. Đế xác định mối quan hệ giữa lợi nhuận và quản trị vốn luân chuyến tác giả nghiên cứu các mô hình gồm hai biến phụ thuộc là lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) và tỷ lệ lợi nhuận trên tống tài sản (ROA)= kỳ luân chuyến hàng tồn kho (ICP), kỳ trả tiền bình quân (PDP), kỳ thu tiền bình quân (RCP), chu kỳ chu chuyến tiền (CCC) là các biến độc lập. Ngoải ra tác giả còn đua vào mô hình hai biến kiếm soát đó là quy mô công ty và tỷ lệ thanh toán hiện hành. Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa các thành phần quản lý vốn luân chuyến và lợi nhuận. Một mối tuơng quan nghịch biến đáng kế đã đuợc quan sát trong các công ty là duy nhất giữa ROA và RCP. Chu kỳ chuyến đối tiền, kỳ phải trả và ROA cũng có tuơng quan nghịch biến nhung không đáng kế. Điều này phù hợp với quan điếm cho rằng khoảng thời gian giữa chi tiêu cho mua nguyên vật liệu và thời gian của bán thành phấm có thế là quá dài, và giảm thời gian trễ này làm tăng khả năng sinh lợi (Deloof, 2003).
Nghiên cứu (Mansoori & Muhammad, 2012= Bhatia & Srivastava, 2016) tập trung vào việc quản trị vốn luân chuyến trên hoạt động công ty và làm sáng tỏ hơn vấn đề ảnh huởng quản lý hiệu quả vốn luân chuyến đến lợi nhuận công ty. Dữ liệu thu thập từ 92 công ty bao gồm 5 ngành đó là ngành điện tử, xây dựng và vật liệu, công nghệ phần cứng, kỹ thuật công nghiệp, sản xuất thực phấm trong 8 năm từ năm 2004 - 2011. Một số gợi ý chính đã đuợc nêu ra từ những phát hiện của nghiên cứu nhu nhà quản lý sẽ cải thiện hiệu suất của họ và tăng lợi nhuận công ty bằng cách rút ngắn chu kỳ chuyến đối tiền mặt, rút ngắn thời gian thu tiền và thời gian chuyến đối hàng tồn kho, rút ngắn thời gian phải trả sẽ tăng lợi nhuận công ty.
Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014) tác giả phân tích dữ liệu gồm 208 công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2006 đến 2012. bằng các ước lượng bình phương tối thiếu (OLS), mô hình hiệu ứng cố định (FEM) và bình phương tối thiếu tống quát (GLS) đế kiếm định. Từ kết quả trên cho thấy việc quản trị vốn luân chuyến hiệu quả bằng cách rút ngắn kỳ thu tiền và kỳ lưu kho sẽ gia tăng khả năng sinh lợi cho các doanh nghiệp. Tác giả Bùi Ngọc Toản (2016) đã thực hiện kiếm định sự tác động của chính sách vốn lưu động đến khả năng sinh lợi trên tống tài sản (ROA) của 35 doanh nghiệp ngành bất động sản Việt Nam giai đoạn 20102014. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng. các thành phần của vốn lưu động gồm: kỳ thu tiền bình quân (AR), kỳ luân chuyến hàng tồn kho (INV), chu kỳ chuyến đối tiền mặt (CCC) có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lợi trên tống tài sản (ROA). Ngoài ra, tác giả cũng tìm thấy tác động của quy mô doanh nghiệp (SIZE), tỷ lệ đòn bẩy (LEV) và tỷ lệ tăng trưởng kinh tế (GDP) đến khả năng sinh lợi trên tống tài sản (ROA).
Cơ sở lý thuyết và giả thiết nghiên cứu
Biến phụ thuộc: Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả chọn chỉ tiêu ROA làm biến phụ thuộc đế nghiên cứu sự tác động của quản trị vốn luân chuyến lên tỷ suất sinh lời (Juan García-Teruel và Martinez-Solano, 2007; Bhatia và Srivastava. 2016).
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA): Chỉ tiêu này dùng đế đo lường khả năng sinh lợi so với tài sản. hay nói cách khác phản ánh mức sinh lợi của vốn kinh doanh, tức là cứ một đồng tài sản bỏ ra trong kỳ sẽ thu được bao nhiêu đồng lợi nhuận.
„ 	 (Lợi	nhuận ròng)
Tỷ suất sinh lợi trên tong tài sản = ———• / ———
(Tong tài sản bình quân)
Các biến độc lập tham gia vào mô hình:
Kỳ thu tiền bình quân (RCP): Kỳ thu tiền bình quân (thời gian 1 vòng quay các khoản phải thu) được xác định theo công thức sau:
	 A	Bình quân các khoản phải thu X365
Kỳ thu tiền bình quân =	———ỳ-;	
Doanh thu thuần
Chỉ tiêu này cho biết trong kỳ phân tích thời gian mà công ty thu được khoản phải thu. Chỉ tiêu này càng ngắn chứng tỏ tốc độ thu hồi tiền càng nhanh. công ty ít bị chiếm dụng vốn. Ngược lại thời gian của một vòng quay càng dài. chứng tỏ tốc độ thu hồi tiền hàng ngày càng chậm. số vốn công ty bị chiếm dụng nhiều.
Thông thường khi phân tích chỉ tiêu này có thế so sánh với kỳ thu tiền bình quân của kỳ phân tích với kỳ kế hoạch hoặc so sánh với thời gian bán hàng quy định ghi trong hợp đồng kinh tế cho khách hàng. Qua phân tích thấy được tình hình thu hồi nợ của công ty, đế từ đó có các biện pháp thu hồi nợ nhằm góp phần ốn định tình hình tài chính.
Giả thiết 1: Kỳ thu tiền bình quân(RCP) tác động lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết ở Việt Nam.
Kỳ trả tiền bình quân (PDP): Kỳ trả tiền bình quân (thời gian 1 vòng quay các khoản phải trả) được xác định theo công thức sau:
, A	Bình quân các khoản phải trả X365
Kỳ trả tiền bình quân =	 „ ——	
Giá vốn hàng bán
Chỉ tiêu này cho biết trong kỳ phân tích thời gian bình quân mà công ty trả tiền cho khoản mua chịu. Chỉ tiêu này càng ngắn chứng tỏ tốc độ thanh toán tiền hàng càng nhanh, khả năng tài chính của công ty dồi dào. Nếu chỉ tiêu này quá cao sẽ dẫn đến công ty chiếm dụng vốn nhiều, công nợ sẽ dây dưa kéo dài, ảnh hưởng đến chất lượng tài chính và uy tín của công ty.
Thông thường khi phân tích chỉ tiêu này ta có thế so sánh với kỳ trả tiền bình quân của kỳ phân tích với kỳ kế hoạch hoặc so sánh với thời gian mua hàng chịu quy định ghi trong hợp đồng kinh tế của người bán. Qua phân tích thấy được tình hình thanh toán các khoản nợ cho người bán, đế từ đó có các biện pháp huy động vốn nhằm đáp ứng nhu cầu thanh toán góp phần on định tình hình tài chính và nâng cao uy tín cho công ty.
Giả thiết 2: Kỳ trả tiền bình quân (PDP) tác động lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết ở Việt Nam.
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho (ICP): Kỳ luân chuyến hàng tồn kho (số ngày bình quân của một vòng quay kho) được xác định theo công thức sau:
. , .. ..	Bình quân hàng tổn kho X365
Kỳ luân chuyến hàng tổn kho =	 „ ,——	
Giá vốn hàng bán
Chỉ tiêu này cho biết thời gian bình quân dự trữ hàng hóa. Chỉ tiêu này càng ngắn chứng tỏ hàng tồn kho vận động càng nhanh, đó là nhân tố góp phần tăng doanh thu và lợi nhuận của công ty. Nếu chỉ tiêu này quá cao sẽ dẫn đến công ty có lượng hàng tồn kho quá lâu, ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất kinh doanh của công ty. Qua phân tích thấy được tình hình hàng tồn kho của công ty, đế từ đó có các biện pháp xúc tiến bán hàng nâng cao được kết quả kinh doanh của công ty.
Giả thiết 3: Kỳ luân chuyển hàng tồn kho (ICP) tác động lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết ở Việt Nam.
Chu kỳ chu chuyển tiền (CCC): Chu kỳ chu chuyến tiền cũng là một cách hữu dụng đế đánh giá dòng tiền của công ty bởi vì nó đo lường khoảng thời gian đã đầu tư vào vốn luân chuyến, cách đo lường tính thanh khoản này hiệu quả và toàn diện hơn so với phương pháp truyền thống là sử dụng tỉ số thanh toán hiện hành và tỉ số thanh toán nhanh vốn chỉ tập trung vào các giá trị cố định trên bảng cân đối kế toán.
Chu kỳ chu chuyến tiền của một công ty là khoảng thời gian từ khi thanh toán các khoản nợ đến khi thu được tiền, được xác định theo công thức sau:
Như vậy, chu kỳ chu chuyến tiền có thế được rút ngắn bằng cách giảm thời gian chuyến đOi hàng tồn kho qua việc xử lý và bán hàng hóa nhanh hơn hoặc bằng cách rút ngắn thời gian thu tiền khách hàng qua việc tăng tốc thu nợ hoặc bằng cách kéo dài thời gian thanh toán qua việc trì hoãn trả nợ cho nhà cung cấp.
Giả thiết H4: Chu kỳ chu chuyển tiền (CCC) tác động lên tỷ suất sinh lợi của các cồng ty niêm yết ở Việt Nam.
Các biến kiểm soát: Dựa theo nghiên cứu của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 2007) ngoài các biến độc lập trên tác giả thêm vào một số biến kiếm soát như quy mô công ty (SIZE), tốc độ tăng trưởng doanh thu (SGROW), tỷ lệ tăng trưởng GDP (GDPGR), tỷ lệ nợ (DEBT) trong bài nghiên cứu.
Quy mô công ty (SIZE) được xác định bằng công thức:
Chỉ tiêu này nói lên rằng quy mô công ty lớn thì nó sẽ có thế cạnh tranh trong việc thỏa thuận mua bán tốt với thời gian nhanh nhất với các nhà cung cấp. Quy mô công ty lớn cũng giúp dễ dàng vay m ... kê mô tả dữ liệu
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Dữ liệu thu thâp qua báo cáo của các công ty phi tài chính được niêm yết trên thị sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội hoạt động liên tục và các báo cáo đã kiem toán đe đảm bảo tính chính xác. Loại trừ các công ty thuộc ngành tài chính như ngân hàng, bảo hiem, chứng khoán, các quỹ do đặc thù của những ngành này không phù hợp cho mục tiêu nghiên cứu. Thống kê mô tả là phương pháp có liên quan đến việc thu thập số liệu, tóm tắt, trình bày, tính toán và mô tả các đặc trưng khác nhau đe phản ánh một cách tống quát đối tượng nghiên cứu.
Bảng 1 mô tả tống quan về giá trị trung bình, trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, độ lệch chuấn của các biến trong toàn bộ mẫu khảo sát. Tất cả các biến trong mô hình đều có 1.158 quan sát. Nhìn chúng số liệu không có dấu hiệu bất thuờng, đáp ứng yêu cầu làm dữ liệu đầu vào cho phân tích hồi quy.
Bảng 2: Hệ số tương quan
Biến
ROA
RCP
PDP
ICP
CCC
SIZE
SGROW
DEBT
GDPGR
ROA
1
RCP
-0.249
1
PDP
-0.1852
0.483
1
ICP
-0.1187
0.2184
0.4481
1
CCC
-0.1777
0.6074
0.3159
0.8461
1
SIZE
-0.0641
-0.0316
-0.0555
0.038
0.03
1
SGROW
0.1372
-0.0599
0.1669
-0.0787
-0.0871
-0.0217
1
DEBT
-0.4951
0.14
0.2139
0.0794
0.0706
0.2772
0.0842
1
GDPGR
0.0585
-0.036
-0.0037
-0.0306
-0.0447
-0.0655
0.1543
-0.0142
1
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Bảng 2 cho thấy tuơng quan của các biến đuợc sử dụng trong mô hình. Thứ nhất, mối tuơng quan nghịch chiều có ý nghĩa thống kê giữa ROA và RCP là khá phù hợp với kết quả nghiên cứu truớc với quan điếm cho rằng thời gian thu tiền của khách hàng từ việc bán hàng càng ngắn thì càng có nhiều tiền mặt sẵn có đế bố sung vốn cho kinh doanh, chi phí dự phòng cho những khoản phải thu khó đòi cũng giảm từ đó làm gia tăng tỷ suất sinh lợi. Thứ hai, mối tuơng quan nghịch chiều có ý nghĩa thống kê giữa ROA và PDP là khá phù hợp theo nghiên cứu của (Juan García- Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012) và các nghiên cứu trong nuớc cho thấy các công ty nếu trì hoãn việc thanh toán cho nhà cung cấp càng lâu thì lợi nhuận sẽ giảm. Thứ ba, biến ICP và ROA có mối tuơng quan nghịch chiều, điều này cho thấy thời gian luân chuyến hàng tồn kho càng tăng thì lợi nhuận của các công ty càng giảm do tiền bị ứ đọng nhiều trong nhiều trong hàng tồn kho tại khâu sản xuất và tiêu thụ sản phàm, làm gia tăng chi phí tồn trữ, luu kho. Thứ tư, biến CCC và ROA có mối tuơng quan nghịch chiều. Kết quả cho thấy càng rút ngắn CCC thì ROA càng gia tăng. Nghĩa là thời gian từ khi trả tiền mua nguyên vật liệu thô đến khi thu về tiền bán hàng càng ngắn lại thì lợi nhuận càng cao. Nghĩa là công ty muốn gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách rút ngắn chu kỳ chu chuyền tiền thông qua rút ngắn thời gian chuyến đối hàng tồn kho qua việc xử lý và bán hàng hóa nhanh hơn, giảm thời gian thu tiền khách hàng qua việc tăng tốc thu nợ hoặc kéo dài thời gian thanh toán qua việc trì hoãn trả nợ cho nhà cung cấp.
Mô hình nghiên cứu
Từ các nghiên cứu của (Juan García- Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori& Muhammad, 2012) nhóm tác giả đê xuât mô hình hồi quy đe phân tích tác động 4 biến:
RCP, PDP, ICP, ccc. Phương trình hồi quy the hiện như sau:
ROA
? P0
P1RCPít
$2 SIZEit
fì3 SGRO Yit
/?4 DEBTit
PJGDPGRt
su(1)
ROA
P1ICPtt
A SIZEit
fì3 SGROY
/?4 DESĨỊt
P5GDPGRlt
g (2)
ROAit ? //
P1PDPlt
A SIZEit
fì3 SGRO Yit
A DEBTit
P5GDP-GRit
git(3)
ROA -
? p
PCCCit
02 SỈZEit
jB3SGROWlt
/?4 DEBTit
P5GDPGRỉt
g(4)
Trong đó: P0 là hệ số chặn của mô hình, RCP (Receivables collection period): Kỳ thu tiên bình quân; PDP (Payables deferral period): Kỳ trả tiên bình quân; ICP (Inventory conversion period): Kỳ luân chuyen hàng tồn kho; ccc (Cash conversion cycle): Chu kỳ chu chuyen tiên; SIZE (Firm size): Quy mô công ty; DEBT (Debts ratio): Tỷ lệ nợ; SGROW (Sales growth): Tốc độ tăng trưởng doanh thu; GDPGR (Gross domestic product growth): Tỷ lệ tăng trưởng GDP và sit là thành phần sai số.
Phương pháp ước lượng mô hình
Một số phương pháp hồi quy và kiem thực hiện trong nghiên cứu này. Một số phương pháp dùng đe ước lượng cho mô hình sử dụng dữ liệu bảng đó là phương pháp Pooled OLS (Pooled Ordinary Least Squares), phương pháp FEM (Fixed Effects) và phương pháp REM. Sau khi lựa chọn phương pháp chạy mô hình phù hợp, tác giả sẽ kiem tra phương sai thay đối, đa cộng tuyến, tự tương quan. Trong trường hợp này sẽ sử dụng phương pháp FGLS (Feasible Generalized Least Squares).
KẾT QUẢ NGHIÊN cứu
Bảng 3: Kết quả hồi quy bang Pooled OLS
Biến
Kỳ vọng
Mô hình 1
Mô hình 2
Mô hình 3
Mô hình 4
SIZE
-/-
0.00557***
0.00564***
0.00660***
0.00659***
[2.99]
[2.98]
[3.50]
[3.52]
SGROW
-
0.0249***
0.0290***
0.0259***
0.0250***
[6.74]
[7.68]
[6.88]
[6.70]
DEBT
-
-0.230***
-0.232***
-0.240***
-0.238***
[-19.58]
[-19.22]
[-20.32]
[-20.34]
GDPGR
-
0.416
0.439
0.477
0.43
[0.99]
[1.03]
[1.11]
[1.01]
RCP
-/-
-0.000408***
[-6.63]
PDP
-/-
-0.000385***
[-4.04]
ICP
-
-0.000110***
[-2.62]
CCC
-
-0.000192***
[-5.14]
CONST.
0.0558
0.0448
0.0185
0.0304
[1.00]
[0.79]
[0.33]
[0.54]
Quan sát
1158
1158
1158
1158
R-sq
0.312
0.295
0.29
0.301
Mean VIF
1.06
1.09
1.05
1.05
White’s test
Chi2(20)
92.46
83.48
86.91
102.89
P-value
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
Wooldridge test
F(1,192)
82.113
84.158
82.875
81.564
P-value
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
t statistics in brackets
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Bảng 4: Kết quả hồi quy bằng FGLS
Biến
Kỳ vọng
Mô hình 1
Mô hình 2
Mô hình 3
Mô hình 4
SIZE
-/-
-0.00147**
-0.00152**
0.000254
-0.0000834
[-2.27]
[-2.27]
[0.41]
[-0.14]
SGROW
-
0.0166***
0.0160***
0.0131***
0.0131***
[7.94]
[8.65]
[6.93]
[7.00]
DEBT
-
-0.128***
-0.129***
-0.139***
-0.133***
[-30.53]
[-30.62]
[-34.21]
[-32.63]
GDPGR
-
0.151
0.178
0.182
0.13
[1.18]
[1.37]
[1.45]
[1.05]
RCP
-/-
-0.000147***
[-7.64]
PDP
-/-
-0.000214***
[-7.51]
ICP
-
-0.0000867***
[-7.75]
CCC
-
-0.0000912***
[-9.30]
CONST.
0.176***
0.175***
0.132***
0 144***
[9.43]
[9.09]
[7.33]
[8.27]
Quan sát
1158
1158
1158
1158
t statistics in brackets
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Hệ số hồi quy đứng trước RCP là âm trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, có the nói rằng kỳ thu tiền bình quân có tác động lên tỷ suất sinh lợi theo chiều thuận điều này phù hợp với nghiên cứu của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012). Điều này hàm ý rằng các nhà quản trị muốn gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách cố gắng giảm số ngày thu tiền từ khách hàng. Khi số ngày phải thu giảm xuống công ty sẽ tốn ít thời gian và chi phí dự phòng khoản phải thu khó đòi hơn, do đó sẽ tận dụng được nguồn tiền thu về đe tái sản xuất kinh doanh hoặc đầu tư vào các tài sản sinh lời khác góp phần làm tăng lợi nhuận cho công ty.
Mối quan hệ nghịch chiều giữa PDP và ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức ý ngĩa 1%. Nghĩa là nếu trì hoãn kỳ trả tiền bình quân thì sẽ làm giảm tỷ suất sinh lợi của các công ty (Lazaridis & Tryfonidis, 2006). Các nghiên cứu của (Juan García- Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012; Từ Thị Kim Thoa, 2014) cho kết quả mối tương quan âm giữa kỳ trả tiền bình quân và tỷ suất sinh lợi của các công ty. Điều này có the lý giải như sau các khoản phải trả, đây là những khoản nợ không lãi suất, công ty sẽ có được những lợi ích như: giảm thieu việc sử dụng các nguồn tài sản ngắn hạn như tiền mặt, tiền gửi ngân hàng. Do đó các công ty đều mong tận dụng nguồn vốn với chi phí rẻ này.
Mối quan hệ nghịch chiều giữa ICP và ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là kỳ vọng tác động này đúng như kỳ vọng dấu ban đầu. Tình hình buôn bán khó khăn, nên tồn kho tăng lên. Điều này phù hợp với nghiên cứu của (Juan García- Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012). Hàng tồn kho được xem là tài sản quan trọng của công ty, từ lúc mua về đến lúc bán đi nó được luân chuyen qua nhiều khâu với nhiều hình thái khác nhau trước khi đến tay người tiêu dùng.
Mối quan hệ nghịch chiều giữa CCC và ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Điều này phù hợp với nghiên cứu của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012) nghĩa là sự gia tăng trong kỳ chu chuyen tiền sẽ làm giảm tỷ suất sinh lợi của các công ty. Chu kỳ chuyen thành tiền mặt bao gồm khoản thời gian từ khi công ty mua hàng nhập kho, sản xuất, bán hàng, thanh toán các khoản nợ đến khi thu tiền mặt. Do đó, các công ty có the gia tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách rút ngắn chu kỳ này đến mức tối đa nhưng không làm ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất của công ty. Chu kỳ chuyến đối tiền mặt chịu ảnh hưởng của sự thay đối khoản phải thu, hàng tồn kho, khoản phải trả trong kỳ sản xuất kinh doanh.
Kết quả hồi quy trong bốn mô hình thì có ba mô hình cho thấy ROA có mối quan hệ nghịch biến với biến kiếm soát SIZE có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với mô hình 1 và mô hình 2, tuy nhiên ở mô hình 3 và mô hình 4 không có ý nghĩa thống kê. Mối tương quan âm của biến SIZE cho thấy các công ty trong mẫu nghiên cứu chưa tân dụng được lợi thế quy mô công ty trong việc gia tăng tỷ suất sinh lợi. Hiện nay, vẫn có nhiều quan điếm trái chiều về mối quan hệ này, công ty có quy mô lớn thường chiếm lĩnh thị trường nên có lợi thế hơn trong đàm phán đối với khách hàng và nhà cung cấp, do đó việc sản xuất diễn ra nhanh chóng và ít tốn chi phí hơn, ngoài ra họ gặp ít khó khăn hơn trong việc tiếp cân nguồn vốn tín dụng đế đầu tư (Juan García- Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012). Từ Thị Kim Thoa (2014) cho rằng các công ty có quy mô nhỏ sẽ có lợi nhuân cao. Điều này có thế lý giải như sau các công ty nhỏ có những ưu điếm vượt trội về tính linh hoạt trong việc thích nghi với môi trường mới, nhất là giai đoạn nghiên cứu là trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế của thế giới, đòi hỏi các công ty luôn phải đối mới từng ngày đế thích nghi với hoàn cảnh. Do đó, công ty có quy mô nhỏ ít phải hứng chịu hâu quả bởi suy thoái kinh tế, lại dễ dàng thay đối cơ cấu và môi trường kinh doanh đế duy trì lợi nhuân của mình.
Kết quả hồi quy trong bốn mô hình cho thấy ROA có mối quan hệ đồng biến với biến kiếm soát SGROW đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là khi tốc độ tăng doanh thu càng cao thì sẽ tăng tỷ suất sinh lợi của các công ty điều này cũng khá phù hợp với các nghiên cứu ngoài nước và trong nước. Các công ty có doanh thu tăng trưởng thường có khả năng tiếp cân dễ dàng với các nguồn tài trợ trên thị trường hơn các công ty nhỏ nên có thế giảm được thâm hụt tiền mặt trong công ty, cũng như vay nợ kịp thời với chi phí thấp đế đáp ứng các khoản thanh toán khấn cấp trong công ty.
Mối quan hệ giữa ROA và biến kiếm soát DEBT trong bốn mô hình là nghịch biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là khi công ty có tỷ lệ nợ cao hơn thì sẽ làm giảm tỷ suất sinh lợi, vì khi vay nợ quá nhiều thì công ty sẽ không tân dụng được lợi ích của nợ vay mà thay vào đó phải chịu chi phí vay nợ cao, đồng thời tốn một khoản chi phí đế trả lãi vay định kỳ. Việc vay nợ quá nhiều làm ảnh hưởng tiêu cực đến hình ảnh của công ty, trở thành rào cản của công ty đối với các nhà cung cấp hoặc khách hàng của mình. Kết luân trên phù hợp về lý thuyết cho rằng tác động của đòn bấy lên rủi ro và tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp. Một doanh nghiệp có tỷ lệ nợ tương đối lớn trong cấu trúc vốn sẽ có các chi phí tài chính cố định tương đối lớn do khi doanh nghiệp vay nợ nhiều đến một mức nào đó thì thường các chủ nợ sẽ đòi hỏi một mức lãi suất lớn hơn từ khoản vay đó đế bù đắp những rủi ro mà họ có thế gặp phải.
Ngoài ra kết quả hồi quy bốn mô hình cũng tìm thấy mối quan hệ đồng biến giữa ROA và biến kiếm soát GDPGR nhưng không có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là tại Việt Nam theo kết quả nghiên cứu này thì tỷ lệ tăng trưởng GDP dường như không ảnh hưởng gì đến tỷ suất sinh lợi của các công ty. Điều này khác với các nghiên cứu trước đây của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & Muhammad, 2012) các tác giả này đã tìm ra mối quan hệ đồng biến có ý nghĩa thống kê giữa ROA và tỷ lệ tăng trưởng GDP và cho rằng khi một quốc gia có nền kinh tế phát trien on định các công ty cũng có niềm tin vững chắc vào nền kinh tế từ đó yên tâm phát trien kinh doanh sản suất tạo ra nhiều hàng hóa và dịch vụ góp phần làm gia tăng tỷ suất sinh lợi.
HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Bài nghiên cứu đã thấy được tầm quan trọng của quản trị vốn luân chuyen đối với lợi nhuận của mỗi công ty thì nhiệm vụ của các nhà quản trị là phải làm sao quản lý các thành phần của vốn luân chuyen một cách hợp lý đe tối đa hóa lợi nhuận, tối thieu hóa chi phí cũng như cân bằng giữa các mục tiêu của công ty đe có được trạng thái sản xuất kinh doanh tốt nhất. Một vài hàm ý chính sách như sau:
Đối với kỳ thu tiền các công ty nên xây dựng chính sách tín dụng thương mại hiệu quả, xây dựng bộ sưu tập về xếp hạng tín dụng của khách hàng, tăng cường công tác thu hồi nợ.
Đối với kỳ trả tiền nên thanh toán hợp đồng mua hàng sớm đe có the được hưởng chiết khấu của nhà cung cấp, rút ngắn thời gian xử lý hóa đơn đe tránh phải gánh chịu các khoản phạt của nhà cung cấp do thanh toán chậm, cấn thận khi lựa chọn đối tác, nên chọn những nhà cung ứng có uy tín trên thị trường.
Đối với kỳ luân chuyen hàng tồn kho các công ty nên duy trì mức dự trữ hàng tồn kho hợp lý, không chỉ cân nhắc giữa lợi ích và chi phí, mà nhà quản lý còn phải dựa vào đặc điem ngành và đặc điem sản phấm của công ty đe đưa ra chính sách hàng tồn kho hợp lý.
TÀI LIỆU THAM KHẢO:
. Al-Debi’e, M. M. (2011). Working capital management and profitability: the case of industrial firms in Jordan.
European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, 36, 75-86.
. Arbidane, I., & Ignatjeva, S. (2012).
The Relationship between Working Capital Management and Profitability: a Latvian Case.
. Bhatia, S., & Srivastava, A. (2016). Working Capital Management and Firm Performance in Emerging Economies: Evidence from India. Management and Labour Studies, 41(2), 71-87.
. Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange.
. Mansoori, D. E., & Muhammad, D.
J. (2012). The effect of working capital management on firm s profitability: Evidence from Singapore.
. Juan García-Teruel, P., & Martinez- Solano, P. (2007). Effects of working capital management on SME profitability. International Journal of managerial finance, 3(2), 164-177.
. Bùi Ngọc Toản. (2016). Tác động của chính sách von 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, 18-27.
. Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014). Moi quan hệ giữa quản trị von luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 14(24), 62-90.