Ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp tại Việt Nam giai đoạn 2008 – 2016

TÓM TẮT:

Với mục tiêu kiểm định ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2008 - 2016, chúng tôi đã thực hiện phân tích hồi quy dữ liệu theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), phương pháp tác động ngẫu nhiên (REM), phương pháp tác động cố định (FEM) và phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS). Kết quả cho thấy có mối tương quan âm giữa thước đo hiệu quả quản trị vốn luân chuyển, như kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ lưu hàng tồn kho, khoản phải trả người bán và chu kỳ luân chuyển tiền mặt đến khả năng sinh lợi.

Từ khóa: Quản trị vốn luân chuyển, khả năng sinh lợi, kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ lưu kho hàng tồn kho, kỳ phải trả, chu kỳ luân chuyển tiền mặt.

1. Đặt vấn đề

Các nghiên cứu về tài chính doanh nghiệp truyền thống thường tập trung vào hoạch định chiến lược tài chính thông qua các quyết định tài chính dài hạn, đặc biệt là quyết định đầu tư, quyết định tài trợ, quyết định phân phối hoặc định giá doanh nghiệp. Tuy nhiên, tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn cũng là những thành phần quan trọng trong tổng tài sản và nguồn vốn của doanh nghiệp và vì vậy, vốn luân chuyển1 cần được quản trị hiệu quả vì quản trị vốn luân chuyển đóng vai trò quan trọng đối với khả năng sinh lợi, rủi ro và giá trị của doanh nghiệp (Smith, 1980). Tại Việt Nam, phần lớn các doanh nghiệp với đặc thù giá trị tài sản ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao. Bên cạnh đó, hiệu quả của các chiến lược quản trị vốn luân chuyển lại chịu ảnh hưởng rất lớn từ việc sử dụng nguồn vốn của doanh nghiệp. Vì vậy, bài nghiên cứu của chúng tôi nhằm làm rõ ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi, từ đó giúp các nhà quản trị doanh nghiệp đưa ra các quyết định quản trị vốn luân chuyển một cách hợp lý, góp phần nâng cao lợi nhuận cho các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

2. Đối tượng và phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng các nghiên cứu trước đây để làm cơ sở cho việc kiểm định. Dữ liệu để thực hiện mô hình hồi quy được thu thập từ báo cáo tài chính công bố hàng năm của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) giai đoạn 2008 - 2016. Sau khi loại bỏ các doanh nghiệp tài chính, doanh nghiệp công ích và các doanh nghiệp không đầy đủ dữ liệu, kết quả còn lại 200 doanh nghiệp và số quan sát thu được là 1.800.

Chúng tôi sử dụng phần mềm Stata 12 để phân tích dữ liệu và chạy mô hình hồi quy dữ liệu bảng theo Pooled OLS, REM, FEM và đặc biệt là phương pháp GLS để khắc phục các khuyết tật của mô hình, đặc biệt là khuyết tật phương sai của sai số thay đổi.

3. Kết quả và diễn giải phân tích kết quả

Chúng tôi xây dựng mô hình nghiên cứu dựa trên mô hình nghiên cứu của Thoa, Tu Thi Kim và Uyen, Nguyen Thi Uyen (2014) vì những lý do sau: Thứ nhất, đối tượng nghiên cứu là các doanh nghiệp được niêm yết, có quy mô đa dạng, thông tin tương đối minh bạch, kết quả nghiên cứu khá rõ ràng và phương pháp tiếp cận không gây khó khăn lớn cho việc ứng dụng và triển khai nghiên cứu. Thứ hai, các yếu tố được sử dụng trong mô hình phản ánh khá đầy đủ sự ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp tại Việt Nam. Từ đó, giả thuyết thứ nhất (H₀ - giả thuyết không - null hypothesis) và giả thuyết thứ hai (H₁ - giả thuyết nghịch - alternative hypothesis) được đặt ra như sau:

H₀: Không có mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh đối với các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

H₁: Có tồn tại mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh đối với các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

Giả thuyết H₀ được cụ thể bằng 4 giả thuyết:

Giả thuyết 1: Không có mối quan hệ giữa kỳ thu tiền và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

Giả thuyết 2: Không có mối quan hệ giữa kỳ lưu kho và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

Giả thuyết 3: Không có mối quan hệ giữa kỳ phải trả và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

Giả thuyết 4: Không có mối quan hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và khả năng sinh lợi từ hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam.

Các giả thuyết trên được kỳ vọng nghiên cứu qua các mô hình hồi quy:

Mô hình (1a) - Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị khoản phải thu đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam

GOP = β₀ + β₁(RP_it) + β₂(SIZE_it) + β₃(LEV_it) + β₄(FAR_it) + β₅(CR_it) + ε

Mô hình (1b) - Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị hàng tồn kho đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam

GOP = β₀ + β₁(IP_it) + β₂(SIZE_it) + β₃(LEV_it) + β₄(FAR_it) + β₅(CR_it) + ε

Mô hình (1c) - Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị khoản phải trả đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam

GOP = β₀ + β₁(PP_it) + β₂(SIZE_it) + β₃(LEV_it) + β₄(FAR_it) + β₅(CR_it) + ε

Mô hình (2) - Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển nói chung đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam

GOP = β₀ + β₁(CCC_it) + β₂(SIZE_it) + β₃(LEV_it) + β₄(FAR_it) + β₅(CR_it) + ε

Với: i là ký hiệu cho các doanh nghiệp; t ký hiệu cho năm và ε là sai số.

Từ Bảng 2 cho thấy tỷ lệ lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh trung bình là 25,1%, trong đó, doanh nghiệp đạt mức cao nhất là 501% và thấp nhất là 1%. Trung bình doanh nghiệp mất 224,57 ngày để thu tiền, mất 552,97 ngày để bán hàng tồn kho và đợi 99,93 ngày mới thanh toán tiền mua nguyên vật liệu. Các doanh nghiệp trong mẫu có chu kỳ luân chuyển tiền mặt trung bình là 656,09 ngày. Tỷ số thanh toán hiện hành trung bình là 2,43 với độ lệch chuẩn trung bình là 2,70 trong khi tỷ lệ nợ trung bình đạt mức 46%.

Thông qua ma trận hệ số tương quan, chúng tôi nhận thấy khả năng sinh lợi có mối tương quan âm với tất cả các biến giải thích: Kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ lưu kho, kỳ phải trả người bán và chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Tuy nhiên, phân tích tương quan chưa thể là căn cứ đáng tin cậy để đưa ra nhận định về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Vì vậy, chúng tôi tiến hành thực hiện phân tích hồi quy để kiểm định mối quan hệ này.

Mô hình (1a) cho thấy RP và GOP có mối tương quan âm ở các mức hệ số là -0,00000832 ở mức α = 1%; -0,0000019; -0,00000261 lần lượt cho phương pháp OLS, FEM và REM. Nghĩa là, một sự thay đổi số ngày thu tiền sẽ ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Mô hình (1b) cho thấy IP và GOP có mối tương quan âm ở các mức hệ số -0,00000303 ở mức α = 1%; 0,000000939; -0,00000115 lần lượt cho phương pháp OLS, FEM và REM. Điều này thấy rằng kỳ lưu kho hàng tồn kho càng ngắn thì khả năng sinh lợi của doanh nghiệp càng cao. Mô hình (1c) cho thấy PP và GOP có mối tương quan âm ở các mức hệ số -0,00000924; -0,00000776; -0,00000752 và ở mức ý nghĩa cao (α = 1%) lần lượt cho phương pháp OLS, FEM và REM. Điều này hàm ý kỳ thanh toán càng ngắn thì khả năng sinh lợi của doanh nghiệp càng cao.

Mô hình (2) cho thấy CCC và GOP có mối tương quan âm ở mức hệ số -0,00000214 ở mức α = 5%; -0,000000219; -0,000000439 lần lượt cho phương pháp OLS, FEM và REM. Nghĩa là, chu kỳ luân chuyển tiền mặt càng ngắn, tiền tái tạo ra tiền nhanh hơn nên khả năng sinh lợi của doanh nghiệp được cải thiện.

Từ kết quả kiểm định F, kiểm định Hausman cho thấy mô hình hồi quy FEM phù hợp hơn mô hình OLS và REM. Vì vậy, chúng tôi quyết định sử dụng FEM để phân tích kết quả nghiên cứu. Tuy nhiên, do FEM có hiện tượng phương sai thay đổi và phần dư không có phân phối chuẩn nên chúng tôi khắc phục bằng cách sử dụng mô hình theo phương pháp GLS.

Mô hình (1b): GOP = 0.8007 - 0.0000027***IP - 0,0309***SIZE - 0,2911***LEV + 0,0484**FAR - 0,0067***CR

Mô hình (1c): GOP = 0.8089 - 0.0000108**PP - 0,0312***SIZE - 0,2962***LEV + 0,0602***FAR - 0,0078***CR

Mô hình (2): GOP = 0.8005 - 0.00000194***CCC - 0,0308***SIZE - 0,2934***LEV + 0,0464**FAR - 0,0067***CR

4. Kết luận

Kết quả nghiên cứu chứng minh cho thấy sự ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam (2008 - 2016). Cụ thể, kỳ thu tiền khoản phải thu, kỳ lưu kho hàng tồn kho, kỳ phải trả người bán và chu kỳ luân chuyển tiền mặt có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Vì vậy, doanh nghiệp có thể nâng cao khả năng sinh lợi nếu giảm số ngày thu tiền, thời gian lưu kho, thời gian thanh toán các hóa đơn cũng như giảm kỳ lưu chuyển tiền. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Thoa, Tu Thi Kim và Uyen, Nguyen Thi Uyen (2014).

Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi đã đạt được một số thành công nhất định trong việc xem xét tác động của các yếu tố trong quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi. Tuy nhiên, bài nghiên cứu vẫn có một số hạn chế dẫn đến các hướng nghiên cứu tiếp theo như sau: Thứ nhất, dữ liệu của đề tài chưa bao gồm toàn bộ công ty phi tài chính trên HOSE và HNX; đồng thời, mẫu dữ liệu nghiên cứu giai đoạn 2008 - 2016 còn ít, các đánh giá theo năm đôi khi còn chưa chính xác do gặp phải yếu tố mùa vụ trong kinh doanh của doanh nghiệp. Do đó, hướng nghiên cứu tiếp theo có thể thực hiện trên toàn bộ các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết theo từng ngành trên HOSE và HNX. Thứ hai, bài nghiên cứu chỉ xem xét mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển với tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp của doanh nghiệp. Vì vậy, hướng nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển với giá trị thị trường cũng như khả năng thanh khoản của doanh nghiệp với khoảng thời gian nghiên cứu dài hơn và số lượng mẫu doanh nghiệp nhiều hơn ■

TÀI LIỆU TRÍCH DẪN:

¹Vốn luân chuyển là nguồn dài hạn thường xuyên dùng để đầu tư vào tài sản ngắn hạn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

1. Tu Thi Kim Thoa & Nguyen Thi Uyen Uyen, Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam, Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 14 (24), 62 - 70, 2014.

2. Tran Ngoc Tho (eds), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thống Kê, 2013.

3. Dong, Huynh Phuong & Jhy-tay Su, The Relationship between Working Capital Management and Profitability: A Vietnam Case. International Research Journal of Finance and Economics, Issue 49, 59 - 67, 2010.

4. Lazaridis, I., & Tryfonidis, D., Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange. Journal of Financial Management and Analysis, 19(1), 26 - 35, 2006.

5. Mansoori, D. E., & Muhammad, D. J., The effect of working capital management on firms profitability: Evidence from Singapore. Interdisciplnary Journal Of Contemporary Research In Business, 4(5), 472 - 486, 2012.

6. Nazir, M. S., & Afza, T., Impact of aggressive working capital management policy on firms' profitability.IUP Journal of Applied Finance,15(8), 19, 2009.

IMPACT OF CAPITAL MANAGEMENT ON THE PROFITABILITY

OF ENTERPRISES IN VIETNAM PERIOD 2008 - 2016

● MA. NGUYEN THUY QUYNH

Faculty of Finance - Accounting, Van Lang University

● MA. TRIEU THI PHUONG HIEN

Faculty of Finance - Accounting, Van Lang University

ABSTRACT:

This study examines the impacts of capital management on the profitability of Vietnamese listed firms for the period 2008 - 2016. We use models for the analysis of panel data such as ordinary least square (OLS), random effects model (REM), fixed effects model (FEM) and generalized least squares (GLS). Findings of the study suggest that the profitability of firms is negatively affected by their working capital management such as receivables collection period, inventory period, payables, cash flow and profitability.

Keywords: Working capital management, profitability, accounts receivable, inventory, payables, cash flow.