Khunglýthuyết
Vốnluânc h u y ểnđ ư ợ c địnhnghĩalàch ên h lệchgiữatàisảnngắnhạnvànợngắnh ạn,thểhiệnmứcvốnsẵncóđểthamgiavàoq u á t r ì n h s ảnx u ấtkinhd o a n h củadoanhn ghiệp.Cácyếutốtácđộnglênvốnluânchuyểnlàcáckhoảnmụct r o n g t à i sảnn g ắnh ạnn h ư : hàngtồnkho,t i ềnmặt,tiềngửingânhàng,khoảnphảithu… vàcáckhoảnmụctrongnợngắnhạnnhư:nợngânh à n g , phảitrảngườibán,thuế…
Vaitròc ủavốnluânchuyểnlàđảmb ảoc á c h o ạtđộngs ảnx u ấtkinhdoanhcủadoanh nghiệpđ ư ợ cdiễnr a liênt ục,d o đ ó việcra c á c quyếtđịnhtàic h í n h cóliênquanđếnvốnluânchuyểnsẽc ó tácđộngrấtlớnđếnhi ệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệpđượcthểhiệnbằngtỷsuấtsinhlợi.Tỷsuấtsinhlợiđượ cxemxétcóthểlàtỷsuấtsinhlợitrêntàisản,tỷsuấtsinhlợitrênvốnđầutưh o ặ c tỷsuấtsinh lợigộp.Cácyếutốtácđộngtớitỷsuấtsinhlợilàdoanhthu,chiphí,thuế,lợinhuận,tổng tàisản…
Quản trị vốn luân chuyển là quá trình quản lý mối quan hệ giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn của một công ty Đầu tư vào vốn luân chuyển và các thành phần liên quan đến tài chính ngắn hạn thường bắt nguồn từ ba hoạt động kinh doanh chính: mua nguyên vật liệu, sản xuất và bán hàng Việc quản trị vốn luân chuyển hiệu quả trong vòng một năm có thể giúp cải thiện hiệu suất hoạt động và tính linh hoạt của doanh nghiệp Hơn nữa, các thành phần của vốn luân chuyển có thể gợi ra các giải pháp quản lý hoạt động kinh doanh tốt hơn Cuối cùng, quản trị vốn luân chuyển không chỉ giúp giảm chi phí mà còn tạo ra lợi nhuận thêm cho công ty.
Quản trị vốn lưu động là yếu tố quan trọng đối với một công ty không có khả năng giải quyết các khoản nợ Danh sách tài sản ngắn hạn chiếm phần lớn so với tổng tài sản của doanh nghiệp sản xuất và thương mại, vì vậy việc quản lý vốn lưu động một cách tối ưu, cân bằng giữa tính thanh khoản và lợi nhuận là cần thiết Mặc dù một công ty có lãi, nhưng nếu không quản lý khoản lãi này, sẽ dẫn đến việc công ty cần tiền mặt để mua hàng hóa và phải gánh thêm khoản chi phí khi số tiền vay ở ngân hàng vượt quá số tiền gửi Tóm lại, lợi nhuận và tính thanh khoản cần được quản trị một cách cẩn thận; khoản đầu tư vào hàng tồn kho là cần thiết và nếu được cân bằng hợp lý, đúng lúc, sẽ tạo ra cơ hội tốt để bán hàng hóa, từ đó cải thiện lợi nhuận và thanh khoản của doanh nghiệp Hàng hóa được luân chuyển nhanh hơn sẽ dẫn đến kỳ luân chuyển tiền mặt ngắn hơn.
TheoRafuse( 1 9 9 6 ) , p h ầ nl ớ n c á c d o a n h n g h i ệ p b ị t h u a lỗlàd o k h ô n g q u ả n trịcácthànhphầnvốnluânchuyểntốt,điềuđódẫntớisốngàytồnkhovàsốngà yphảithucaodẫnđếnkỳluânchuyểntiềnmặtdài.Tiềnmặttạoranhanhc h ó n g sẽgiúp côngtycóthểmuathêmhànghóađểbánchokháchhàng.Từđótạorathêmlợinhuậ nchodoanhnghiệp.
Cóđ ư ợ c l ư ợ n g v ố n l u â n chuyểntốiư u tạit h ờ i đ i ể m thíchh ợ p làyếutốcự ck ìquantrọngđểđưatớihoạtđộngkinhdoanhhiệuq uả Sửd ụ n g vốnluânchuyển mộtcáchkhôngkiểmsoáthoặcphungphítrongthờikìkinhtếsuythoáin h ư hiệnna ylàthiếu khônngoan,vìkhoảnnợkhôngdễđểthuhồicóthểdẫnđếntàisảnngắnhạnphảitàitrợbằn gvaymượn.Màchínhsáchtiềntệthắtchặtđượcn h i ều c h í n h p h ủ á p d ụ n g h i ệ n nayl ạ i k h ô n g khuyếnk h í c h c á c n g â n h à n g n ó i c h u n g chovaytronggiaiđoạnsuyt hoái.
Sựthànhc ô n g c ủ a mộtc ô n g tycó liênquann h i ề u t ớ i q u ả n trịv ố n luânchuyể n.Vốnluânchuyểnlàkếtquảcủasựkhácnhaugiữatàisảnngắnhạnvànợ ngắnhạn,vànóliênkếtvớiquảntrịtàichínhngắnhạnthôngquacáchoạtđộngsảnx u ấ t n g ắ n h ạ n Côngtyluônưutiênsửdụngnguồnvốncósẵnvìhọkhôngp h ả i t r ả l ã i suấttrênn h ữ n g k h o ả n vayn ợ Mộtc ô n g tyk h ô n g t h ể đ ả m b ảo k h o ả n nợtừc á c tổc h ứ c tàichí nh mộtcáchnhanhchóngvớilãisuấtrấtrẻtrừkhiđólàđểcảithiệnnă ngsuấtsảnxuấtcủacôngty.Vìvậy,vốnnộibộđưatớisựlinhhoạtchocôngty(Breale yetal,2006pp813-o0o-832).
Tốiư u h o á việcđ ầ u tưv à o tàis ả nn g ắnhạnv à g i ảmmứcđ ộ n ợn g ắnhạn,do đócôngtycóthểgiảmviệcgămgiữcácnguồnquỹvàoVLCvàcóthểnângcao khảnăngsinhlờitừhoạtđộngkinhdoanh.
QuảntrịV LC làviệcmàcôngtynênluônlu ôn đặ tt r o n g mộtvịtrísẵnsàngđểđ ápứngcácnghĩavụngắnhạnđượctàitrợbởitàisảnngắnhạnc ó sẵncủacôngty, nhằmđảmbảotínhthanhkhoảnchocôngty.
Đểquảnlýtàisảnngắnhạncủacôngty,làmcholợinhuậnbiêntừviệcđ ầ u tưvà otàisảnnàykhôngnhỏhơnchiphísửdụngvốnsửdụngđểtàitrợchotàisảnngắn hạn.
Dovậy,hiệuquảcủaquảntrịvốnluânchuyểnphụthuộcvàosựcânđốig i ữat ínhthanhkhoảnvàkhảnăngsinhlợicủadoanhnghiệp(Filbeck,Krueger&Pr eece- 2007;Faulender&Wang-
2006)sựthiếuhụtvốnluânchuyểncóthểgâytrụctrặcchohoạtđộngkinhdoanhhàngngày củadoanhnghiệpnhưngđầutưquánhiềuvàovốnluânchuyểnthìlại làm giảm rủi ro thanh khoản,sẽ làm tăngchi phíc ơ hộicủađầutưđặcbiệtkhidoanhnghiệpdùngnguồnvốntừbênngoàiđểtàitrợc h o vốn luânchuyển.
Một trong những chỉ tiêu đo lường hiệu quả của quản trị vốn lưu chuyển là chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) được đưa ra bởi Richards & Laughlin (1980) Chỉ tiêu này áp dụng đến khoảng thời gian từ lúc mua nguyên vật liệu, chuyển đổi thành sản phẩm, bán sản phẩm và thu tiền từ khách hàng Các doanh nghiệp có chu kỳ luân chuyển tiền ngắn sẽ ít phải đầu tư vào vốn lưu chuyển hơn và do vậy, chi phí tài trợ của những doanh nghiệp này thường thấp hơn Bằng cách sử dụng chu kỳ luân chuyển tiền, các nhà quản lý có thể điều chỉnh để quản lý vốn lưu chuyển hiệu quả trong chu kỳ kinh doanh của họ Chu kỳ luân chuyển tiền bắt đầu từ khi công ty mua các nguồn nguyên vật liệu, sản xuất, bán sản phẩm và đến khi nhận được tiền từ các sản phẩm bán ra Nhìn chung, các công ty có chu kỳ luân chuyển tiền mặt ngắn sẽ có lợi hơn và tạo ra nhiều giá trị hơn trong thời gian dài (Mansoori và Muhammad, 2012).
Tổng quancácnghiêncứutrướcđây
Mốiq u a n h ệgiữaquảntrịv ốnluânc h u y ểnv à hiệuq u ảh o ạtđ ộ ngc ủacôn gt yt h ểhiệnq u a tỷsuấtsinhlợiđ ã thuh ú t sựq u a n tâmcủanhiềun h à nghiênc ứu.Đap hầ nc á c kếtquảnghiêncứutrướcđâythểhiệntươngquanâmgiữavốnluânchuyểnv àtỷsuấtsinhlợinhưnggầnđâylạicókếtquảtráingượcởmộtsốthịtrườngmớinổi.
Trongnhữngn g h i ê n c ứuliênq u a n tớiđ ề tàinày,p h ảikểđ ế nn g h i ê n cứ uc ủaJ o s e , Lancastera n d S t e v e n s ( 1 9 9 6 ) , b an h à khoahọcđãn g h i ê n c ứ u 2
71 8 côngtytrong20nămtừ1974tới1993,chỉrarằngvòngquaytiềnmặtthấp làmgiatăngtỷsuấtsinhlợi.
ShinvàSoenen(1998)kiểmtramốiquanhệquảntrịvốnluânchuyển(chukỳt h ư ơ n g mạith uần)v à lợinhuậnc ô n g tybằngcá c h sửd ụngphântícht ư ơ n g quan vàh ồi quyđốiv ớimộtmẫulớng ồm5 8, 8 95 c ô n g tyMỹgiaiđoạ n1 9 7 5 -
1 99 4 ,kếtquảtìmthấycómốiquanhệngượcchiềumạnhmẽ.Từđóhàmýrằngc á c nhà quảnlýcóthểtạoragiátrịchocáccổđôngbằngcáchgiảmchukỳthươngmạithuầnđếngiátrịtố ithiểuhợplý.
Wang( 2 0 0 1 ) sửd ụngh ệsốt ư ơ n g q u a n P e a r s o n , h ồiquyd ữl i ệuc h é o tronggiaiđoạn1985-
Nghiên cứu năm 1996 đã chỉ ra mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của 1.555 công ty Nhật Bản và 379 công ty Đài Loan Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và hiệu quả hoạt động là ngược chiều, ảnh hưởng đến các yếu tố ngành Các công ty có giá trị cao hơn (Tobin q > 1) có chu kỳ chuyển đổi tiền mặt ngắn hơn đáng kể so với những công ty có giá trị thấp hơn (Tobin q ≤ 1) Điều này cho thấy quản trị vốn luân chuyển tích cực làm tăng hiệu quả hoạt động và tính thanh khoản, đồng thời nâng cao giá trị công ty, bất chấp sự khác biệt trong cấu trúc và hệ thống tài chính giữa các công ty ở hai quốc gia.
Deloof( 2 0 0 3 ) sửd ụngh ệsốt ư ơ n g q u a n P e a r s o n , h ồiquyO L S c h o một mẫugồm1,009côngtyphitàichínhlớnởBỉtronggiaiđoạn1992-
1996đểkiểmtramốiq u a n h ệg i ữaq u ảntrịv ốnluânchuyểnv à k h ản ă n g s i n h lợi.K ếtq u ảkhẳngđịnhmốiquanhệngượcchiềugiữatổngthunhập hoạtđộngvàquảntrịvốnluânchuyển.Từđóchothấycácnhàquảnlýcóthểtănglợinhuậnb ằngcáchlàmgiảmsốngàyphảit h u , h à n g tồnk h o đ ế nm ứctốithiểuhợplý.N g ư ợ clại, mốiq u a n h ện g ư ợ cc h i ềug i ữasốngàyp h ảitrảv à lợin h u ậnc ô n g tyủ nghộg i ảt huyếtrằngcôngtycólợinhuậnítthìmấtthờigianlâuhơnđểtrảhếtnợ.
Bàinghiênc ứuc ủaG a r c ı a -o0o-Teruel,S o l a n o ( 2 0 0 7 ) p h â ntíchd ữl i ệub ảng của8,872côngtyvừavànhỏởTâyBanNhagiaiđoạn1996-
2002bằngcáchsửdụngmôhìnhhiệuứngngẫunhiên,hiệuứngcốđịnhvàphântíchđab iếnnhằmc u n g cấpb ằngc h ứngt h ựcn g h i ệmv ềả n h h ư ở ngc ủaq u ảntrịv ốnluânc h u y ển(sốngàykhoảnphảithu,sốngàykhoảnphảitrả,sốngàyhàngtồnkhovàchukỳchuy ểnđổitiềnmặt)lênlợin h u ận(tỷsuấtsinhlợitrênt à i sản).Đ ể tránhả n h hưởngc ủav ấnđ ề n ộisinhG a r c ı a -
Teruel và Solano sử dụng các biến công cụ, đặc biệt là độ trễ bậc 1 của dòng tiền phải thu, dòng tiền hàng tồn kho, dòng tiền khoản phải trả và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Nghiên cứu này khác biệt so với các nghiên cứu trước đây vì chưa có nghiên cứu nào thực nghiệm cho trường hợp các công ty nhỏ, mặc dù vai trò của quản trị vốn lưu động trong các công ty này là rất quan trọng Mục đích là để xác nhận rằng mối quan hệ được tìm ra trong quá trình phân tích là dòng tiền từ hoạt động có ảnh hưởng đến lợi nhuận, không phải là dòng tiền lại Kết quả cũng tương tự như các nghiên cứu trước cho các công ty lớn, cho thấy tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa lợi nhuận và dòng tiền khoản phải thu, dòng tiền hàng tồn kho và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Điều này chỉ ra rằng các công ty vừa và nhỏ cần quan tâm đến quản trị vốn lưu động, vì có thể tạo ra giá trị bằng cách giảm dòng tiền hàng tồn kho, dòng tiền khoản phải thu và rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt để cải thiện hiệu quả tài chính Tuy nhiên, không thể xác nhận dòng tiền phải trả tác động lên lợi nhuận, vì mối quan hệ này còn nhiều yếu tố ảnh hưởng mà tác giả kiểm soát vấn đề độ trễ có thể xảy ra.
Dong(2010)kếtluậnrằngmốiquanhệgiữalợinhuậnvàquảntrịvốnluânchuyểnởViệtNamlàngượcchiềutrênmẫugồmcáccôngtytừ2006đến2008.Điềunàydẫnđ ế n sựthậtlàđểtănglợinhuậnthìmộtcôngtycầngiảmsốngàyphảithuvàsốngàytồnkhoxuốn gthấpnhất.
Ching,N o v a z z i , G e r a b ( 2 0 1 1 ) sửd ụngh ồiquyđab i ế ntuyếnt í n h , p h â n tíchp h ư ơ n g saiAN OVA đ ể n g h i ê n c ứuv ềmốiquanh ệg iữaquảntrịvốnlu ân chu yểnvàkhảnăngsinhlợicủacáccôngtyniêmyếtởBrazingiaiđoạn2005-
Năm 2009, các công ty được chia thành hai nhóm: thâm dụng vốn luân chuyển và thâm dụng vốn cố định Mục tiêu nghiên cứu là kiểm tra ảnh hưởng của các yếu tố như chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, số ngày hàng tồn kho bình quân, tỷ lệ nợ, số ngày vốn luân chuyển, và số ngày khoản phải thu đến tỷ suất sinh lợi trên doanh thu (ROS), tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần (ROE) Kết quả cho thấy, mối quan hệ giữa các biến này ảnh hưởng ngược chiều đến chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, tỷ lệ nợ và lợi nhuận Đối với các công ty thâm dụng vốn luân chuyển, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và số ngày hàng tồn kho có tác động mạnh đến ROS, trong khi số ngày hàng tồn kho là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến ROA Ngược lại, đối với các công ty thâm dụng vốn cố định, số ngày vốn luân chuyển trung bình ảnh hưởng mạnh đến ROS, còn tỷ lệ nợ tác động mạnh đến ROA Nghiên cứu nhấn mạnh vai trò quan trọng của quản trị vốn luân chuyển và quản trị hàng tồn kho trong việc tối ưu hóa lợi nhuận cho các công ty thâm dụng vốn luân chuyển.
Nghiên cứu của Shin và Soenen (1998), Delooof (2003) tập trung vào ảnh hưởng đến giá trị công ty được đo lường bởi tỷ suất sinh lợi trên tài sản hoặc tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần Trong những nghiên cứu này, công ty tối thiểu hóa đầu tư vào vốn lưu động để tối đa hóa lợi nhuận từ đó tối đa hóa giá trị công ty Bài nghiên cứu của Kieschnick (2011) phân tích dữ liệu 3,786 công ty tại Mỹ trong giai đoạn 1990-2006, nhấn mạnh tầm quan trọng của việc quản lý vốn lưu động đối với giá trị doanh nghiệp.
2 0 0 6 , b ằngcác hsửd ụngp hư ơn g phápn g h i ê n cứuc ủaF a u l k e n d e r v à Wang( 2
Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và giá trị cổ đông là rất quan trọng Việc đầu tư thêm vào vốn luân chuyển hoạt động ròng có thể làm tăng giá trị cổ phiếu của công ty Tác động của các yếu tố như doanh thu dự kiến, gánh nặng nợ vay và rủi ro phá sản cũng ảnh hưởng đáng kể đến giá trị cổ đông Một đô la đầu tư thêm vào vốn luân chuyển hoạt động ròng sẽ có giá trị cao hơn so với một đô la giữ tiền mặt Do đó, quản trị vốn luân chuyển cần được xem xét như một yếu tố quan trọng trong định giá công ty, góp phần vào sự giàu có của cổ đông.
Binti Mohammad và Binti Mohd Saads (2010) đã thực hiện một nghiên cứu trên 172 công ty ở Malaysia từ năm 2003 đến năm 2007, sử dụng các chỉ số như chu kỳ tiền mặt, tỷ số thanh toán hiện hành, tỷ số tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản, tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản để đo lường quan hệ giữa vốn lưu chuyển, giá trị thị trường và khả năng sinh lợi của công ty Nghiên cứu đã chứng minh rằng có sự tương quan giữa các thành phần của vốn lưu chuyển với giá trị thị trường và khả năng sinh lợi của công ty, dẫn đến kết luận rằng các công ty Malaysia có mối tương quan đáng kể giữa tài sản ngắn hạn và tối đa hóa giá trị cổ đông.
SebastianOfumbia(2012)lựachọncôngtyởNigeriađểtìmraảnhhưởngcủa vốnluânchuyểnlênlợinhuận.Tácgiảđãtìmthấymốiquanhệgiữakỳluânchuyểntiềnm ặtvàlợinhuậnthìcóýnghĩa.Ngoàira,thờigianchuyểnđổihàngtồnkhovàthờigiant hunợđóngvaitròcựckìquantrọng.Ôngtađãkhuyếnnghịcáccôngtynênthuh ồ i tiềnmặ ttừcácngườinợđúnghạn,sốtiềnthuđượcnênđ ư ợ c t á i đ ầ u tưv à o c h ứ n g khoá nngắnhạn,chínhphủNigerianênkhuyếnkhíchv ố n đ ầ u tưt r ựctiếpn ư ớ c ngoàiđể thúcđẩykinhtếcũngnhưtìnhhìnhtàichínhcáccôngty.
Năm 2009, ngoài việc sử dụng phân tích tương quan Pearson, việc phân tích hồi quy dữ liệu bảng còn được thực hiện bằng các mô hình OLS gộp và hiệu ứng cố định LSDV Trong mô hình này, sự bất đồng hay đặc điểm riêng biệt của từng công ty cũng đã được đưa vào tính toán Mục tiêu là kiểm tra tác động quản trị vốn lưu chuyển, bao gồm chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, vòng quay hàng tồn kho, vòng quay khoản phải thu và vòng quay khoản phải trả, cũng như tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản và lợi nhuận trên vốn cổ phần Để đạt được mục tiêu này, Bagchi đã phát triển mô hình thực nghiệm được sử dụng bởi Shin, Soenen (1998), Deloo f (200).
Nghiên cứu của Padachi (2006) và Mathuva (2009) chỉ ra rằng việc quản lý vốn lưu động hiệu quả là rất quan trọng đối với các công ty, đặc biệt trong bối cảnh kinh tế đầy thách thức như Ấn Độ Các công ty cần phát triển các chiến lược quản lý vốn lưu động phù hợp để tối ưu hóa lợi nhuận và duy trì tính cạnh tranh Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng việc quản lý vốn lưu động không chỉ ảnh hưởng đến lợi nhuận mà còn là một phần quan trọng trong tư duy chiến lược của công ty, giúp họ hoạt động hiệu quả hơn trong môi trường kinh doanh hiện nay.
NghiêncứucủaEbrahimMansoori(2012)sửdụngướclượngOLSgộpvàhiệuứ ngc ốđ ị nhc h o mẫuc á c c ô n g tyS i n g a p o r e g i a i đ o ạ n2 0 0 4 -
Năm 2011, mục tiêu nghiên cứu là xem xét tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi của công ty Kết quả phân tích cho thấy có mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và tỷ suất sinh lợi trên tài sản trong các lĩnh vực xây dựng, vật liệu, điện tử, kỹ thuật công nghiệp và công nghiệp phụ trợ Cụ thể, việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, thời gian thu hồi khoản phải thu và thời gian chuyển đổi hàng tồn kho có thể gia tăng lợi nhuận cho công ty Ngoài ra, mối quan hệ này cũng bị ảnh hưởng bởi sự khác biệt ngành công nghiệp.
Vahid,M o h s e n , M o h a m m a d r e z a ( 2 0 1 2 ) n g h i ê nc ứuả n h h ư ở ngc ủaquảntrịvốnluânchuyểnlênhiệuquảhoạtđộngcủa50côngtyniêmyếttạisàn chứngkhoánTehran(TSE)giaiđoạn2006-
Mô hình hồi quy được sử dụng để đánh giá quản trị vốn luân chuyển và lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh Thời gian phảithub bình quân, thời gian hàng tồn kho, thời gian khoản phải trả bình quân và chu kỳ thương mại tuần được phân tích để đo lường hiệu quả công ty Kết quả cho thấy không có mối quan hệ rõ ràng giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và hiệu quả công ty Do đó, nhà quản lý có thể tăng lợi nhuận hợp lý bằng cách giảm thời gian phảithub bình quân, thời gian hàng tồn kho, thời gian khoản phải trả bình quân và chu kỳ thương mại tuần.
Mona(2012)đãnghiêncứutácđộngcủachínhsáchvốnluânchuyểntíchc ựcvà bảothủlênlợinhuậnvàgiátrịcôngtychomẫugồm57côngtyJordang i a i đoạn2001 -
2009.Đolườngchínhsáchvốnluânchuyểnbảothủnhưmứcđộtàisảnngắnhạnsovớitổ ngtàisản,tìmthấytỷlệnàylà0,49vàphươngpháphồiquyướclượngchỉrarằngđiềunàyả nhhưởngtíchcựcđếnlợinhuậnvàgiátrịcôngty.Mặtkhác,nhữngcôngtytheochínhsá chđầutưvốnluânchuyểntíchcựcsửdụngđầutưdàihạncótácđộngngượcchiềulênlợin huậnvàgiátrịcôngty.MặcdùmẫunhỏnhưngkếtquảcủaMonacũngtươngtựvớikếtq uảnghiêncứucủaAfzavàNazir(2007)kiểmtramốiquanhệgiữachínhsáchvốnluânc huyểntíchcựcvàbảothủcho17ngànhcôngnghiệpgồm263côngtygiaiđoạn1998-
Nghiên cứu năm 2003 sử dụng phân tích phương sai (ANOVA) và kiểm định LSD đã chỉ ra sự khác biệt đáng kể giữa đầu tư và vốn luân chuyển cũng như chính sách tài chính giữa các ngành khác nhau Kết quả cho thấy những khác biệt này ổn định trong giai đoạn nghiên cứu sau năm Phân tích OLS cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa các biện pháp đường lợi nhuận công ty và mức độ đầu tư vốn luân chuyển tích cực cùng chính sách tài trợ Hai nghiên cứu này nhấn mạnh rằng công ty cần chú trọng đến khả năng thanh khoản, bao gồm quản lý tiền mặt, vì quản lý kém có thể dẫn đến khó khăn tài chính và rủi ro vỡ nợ trong ngắn hạn.
Ukaegbu( 2 0 1 3 ) sửdụngphântíchhồiquyđabiến,hiệuứ ngcốđịnhchod ữliệu c ủac á c c ô n g tys ảnx u ấttạiA i C ập,Kenya,N i g e r i a v à N a m Phig i a i đoạn2 0 0 5 -
Mục đích nghiên cứu là kiểm tra mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và lợi nhuận công ty, đặc biệt là xác định tầm quan trọng của các quốc gia với mức phát triển các ngành công nghiệp khác nhau Nghiên cứu sử dụng các biến tăng trưởng GDP thực và quy mô bản quản trị, nhằm phân tích ảnh hưởng của điều kiện kinh tế vĩ mô đến lợi nhuận công ty Kết quả cho thấy có mối quan hệ ngược chiều mạnh mẽ giữa lợi nhuận thuần từ hoạt động và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt; khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt tăng, lợi nhuận của công ty sẽ giảm Điều này nhấn mạnh rằng quản lý hiệu quả có thể tạo ra giá trị dư thừa cho cổ đông bằng cách giảm hàng tồn kho và trì hoãn thanh toán cho các nhà cung cấp, miễn là điều này không ảnh hưởng đến xếp hạng tín dụng của công ty.
R Kroes (2013) khẳng định rằng chính sách quản trị dòng tiền của công ty được coi là quản trị vốn lưu chuyển, bao gồm tiền nhận được từ khách hàng, hàng tồn kho, và tiền phải trả cho nhà cung cấp Theo Richards và Laughlin (1980), có ba yếu tố tác động trực tiếp đến tình hình tiền mặt của công ty: tiền từ phải thu không có sẵn khi khách hàng thanh toán, tiền đầu tư vào hàng tồn kho có thể bị trói chặt và không có sẵn khi hàng hóa cần thanh toán cho nhà cung cấp Kroes đã áp dụng phương pháp hồi quy toàn phần trong nghiên cứu về vốn lưu chuyển cho một mẫu 1233 công ty ngành công nghiệp sản xuất với dữ liệu chiều dọc theo quý từ 2008.
Nghiên cứu này mở rộng ứng dụng của Phương pháp ước lượng tổng quát (GEE) và kiểm định nhân quả Granger để phân tích mối quan hệ giữa thay đổi dòng tiền và hiệu quả công ty Kết quả cho thấy rằng sự thay đổi trong chu kỳ tiền mặt (CCC) không có mối liên hệ đáng kể với hiệu quả công ty, trong khi thay đổi trong chu kỳ tiền mặt hoạt động (OCC) lại có ảnh hưởng quan trọng đến hiệu quả tài chính Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng việc giảm kỳ thu tiền bình quân có thể cải thiện hiệu quả tài chính của công ty Tuy nhiên, nghiên cứu này chỉ tập trung vào các công ty sản xuất, mở ra hướng nghiên cứu mới cho các lĩnh vực khác để khám phá mối quan hệ giữa quản trị dòng tiền và hiệu quả công ty Hơn nữa, nghiên cứu trong tương lai có thể kiểm tra mối quan hệ tự nhiên giữa hàng tồn kho và thay đổi hiệu quả để hiểu vai trò của quản trị dòng tiền đối với sự thành công của công ty.
Theo nghiên cứu của Ths Từ Thị Kim Thoa và Ts Nguyễn Thị Uyên (2014), quản trị vốn luân chuyển có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lợi hoạt động kinh doanh của các công ty tại Việt Nam Nghiên cứu trên mẫu 208 công ty từ năm 2006 đến 2012 cho thấy, việc tối ưu hóa chu kỳ luân chuyển tiền tệ giúp nâng cao khả năng sinh lợi và gia tăng giá trị tài sản cho cổ đông Để đạt được điều này, các công ty cần cải thiện hiệu quả quản trị vốn luân chuyển, từ đó tăng cường khả năng thanh khoản Ngoài ra, quản trị vốn luân chuyển hiệu quả cũng hỗ trợ phát triển các hình thức tài trợ khác, giúp các tổ chức tài chính đánh giá cấu trúc bản cân đối kế toán của công ty, từ đó đưa ra quyết định đầu tư chính xác hơn Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi cũng khác nhau giữa các ngành nghề.
Dữliệu
Dữliệutrongbàinghiêncứulàdữliệuthứcấpcủacácdoanhnghiệphoạt độngtrên2sànchứngkh oán làHNXvàHOSE,cótìnhhìnhtàichính ổnđịnh,kh ôngbị th ua lỗd ẫ n đến hủyniêmyếtdorơivàotìnhtrạngkiệtq u ệ tàichính.C ác biếntrongbàiđềuđ ượ c tínhtoántừsốliệutừbảngcânđốikếtoánvàbáocáo kếtq uảhoạtđộngkinhdoanhcủacáccôngtynày,đượccôngbốcôngkhaitrêntrangw ww.vietstock.vn từ năm2008đếnnăm2013.
Phạmv i v à q u y mômẫud ữ liệu,trong bàin g h i ê n c ứ u này,mẫug ồ m 1 1 3 doa nhnghiệpđãđượclựachọn,cáccôngtyđượcchọnngẫunhiêntừnhiềungànhkhác nhauv àcóđủdữliệucủaítnhất6nămtàichính.
Vềthờig i a n c ủ a b ộ d ữ liệu ,c á csốliệucủa1 1 3 d o a n h n g h i ệ p n à y đư ợc thuthậ pt r o n g 6 n ă m từ2 0 0 8 đ ế n 2 0 1 3 N h i ề u n g h i ê n c ứ u t r ư ớ c đ ã c h ứ n g mi nhkhoảngthờigian6nămlàđủđểquansátđượccáctácđộngrõràngcủaquảntrịvốnl uânchuyểnlênlợinhuậncủacáccôngty.
Cácbiếnđượcsửdụngtrongbàinghiêncứu
Cácbiếntrongbàiđượclựachọndựatrêncácnghiêncứucủacáctácgiảtrước đâylàB i n t i MohammadandBintimohdsaad(2010),A b b a s a l i P o u r a g h a j a n a n d M i l a d E m a m g h o l i p o u r a r c h i ( 2 0 1 2 ) vàA b i o l a I d o w u v à L a w r e n c i a (2012)g ồ mcó3biếnphụthuộc,5biếnđộclậpcụthểtheobảngsau.
TobinQ TQ (Giát r ị t h ị t r ư ờ n g c ủ a v ố n c h ủ s ở hữu+ gi át rị s ổ s á c h c ủ a nợ )/
T ổn g tàisản Lợinhuậntrêntàisản ROA Lợinhuậnsauthuế/Tổngtàisản
Trướchết,việcsửdụngcáccôngcụnàođểđánhgiávềhiệuquảtàichínhdoanh nghiệp cóvaitrò quan trọng.Có rấtnhiều các chỉ tiêuđo lường hiệuquảtàic h í n h d o a n h n g h i ệp,n h ư n g c á c chỉt i ê u t h ư ờ n g đ ư ợ cs ửd ụng n h ấtt r o n g c á c nghiêncứucóthểchiathànhhailoạichính:i)Cáchệsốgiátrịkếtoán, còngọilàc á c hệsốvềlợinhuận;ii)Cáchệsốgiátrịthịtrường,còngọilàcáchệsốvềtăngtrư ởngtàisản.
Cácchỉtiêulợinhuậnđượcdùngnhiềunhấtbaogồmlợinhuậntrêntổngtàis ả n( R O A ) v à l ợin h u ậnt r ê n vốnc h ủsởh ữu( R O E ) M ộts ốn g h i ê n c ứus ửdụnglợis uấtcổtức-DY(Ming&Gee2008;Ongore2011),lợinhuậntrêndoanhthu-
ROI(Shah,Butt&S aeed 2011).Tuynhiên,trongmột sốtrườnghợp,cáchsửdụngROIthực rachínhl à ROA,nhưtrongnghiêncứucủaShah,Butt&Saeed(2011).Nhìnchung,RO AvàROElàhaihệsốđượcsửdụngphổbiếnnhất.Đángchúýlàgiátrịcủahaihệsốnàycót hểphụthuộcvàocáchtínhlợinhuận.Mặcdùlợinhuậntrướcthuếvàlãi v a y ( E B I T ) đ ư ợ cn h i ềun h à n g h i ê n c ứuc h ọnđ ể t í n h h a i h ệsốtrên( H u & Izumida2008;Le
&Buck2011;Wang&Xiao2011),mộtsốnghiêncứukhácsửdụnglợinhuậnthuầncộng vớilãivay(trướchoặcsauthuế)
(Shah,Butt&Saeed2011;Thomsen&Pedersen2000),hoặcđơngiảnchỉlàlợinhuận thuần(LI,Sun
Nghiên cứu của Tian và Estrin (2008) chỉ ra rằng lợi nhuận trước thuế, lãi vay, hao mòn và khấu hao (EBITDA) là các chỉ số quan trọng trong phân tích tài chính Sự khác biệt trong cách tính toán có thể do hạn chế về cơ sở dữ liệu, dẫn đến việc cần sử dụng các phương pháp tính khác nhau Đối với nhóm hệ số giá trị thị trường, hệ số Mar ris và Tobin’s Q được sử dụng để đánh giá hiệu quả tài chính doanh nghiệp Hệ số Mar ris được tính bằng tổng giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu so với giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu, trong khi hệ số Tobin’s Q tính giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu cộng với giá trị sổ sách của các khoản nợ phải trả so với giá trị sổ sách của tổng tài sản Những hệ số này phản ánh mức độ tăng trưởng giá trị vốn chủ sở hữu trong cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Sosánhhainhóm hệsốtrên,cáchệsốROAvàROElànhữngchỉbáohiệuquảchokếtquảsảnxuấtkinhdoan hhiệntạivàphảnánhkhảnănglợinhuậnmàd oanhnghiệpđãđạtđượctrongcáckỳkế toánđãqua.Vìthế,nhómnàylàcáchnhìnvềquákhứhoặcđánhgiákhảnănglợinhuậnn gắn hạncủadoanhnghiệp(Hu
&Izumida2008).ĐốivớimộtsốchỉtiêucùngnhómnhưROShoặcROI,cáchệsốnàycũ ngkhôngđưaramộtgócnhìndàihạnchocổđôngvàlãnhđạodoanhnghiệpbởiđól àcácthướcđoquákhứvàngắnhạn(Jenkins,Ambrosini&Collier2011).Trong khiđó, các hệsốMarris vàTobin’s Qcóthểchobiết hiệu quả tươngl a i củacôngtybởichúngphảnánhđượcđánhgiácủathịtrườngcảvềtiềmnănglợ inhuậncủadoanhnghiệptrongtươnglai(phảnánhvàogiáthịtrườngcủacổphiế u).Điềunàyhoàntoànphùhợpvớiýnghĩacủacácphươngphápđịnhgiácổphiếusửdụng dòngtiềntươnglaichiếtkhấuvềhiệntạitheomộtmứcrủiroxácđịnh.Đóc ũ n g làl ý dot ạis a o T i a n & E s t r i n ( 2 0 0 8 ) c h o rằngđịnhg i á t r ê n t h ịtrườngluôndựatrênnhữngd òngtiềntươnglaivàrủirokỳvọngđikèm.
Hiệu quả tài chính của các công ty cổ phần có thể được đánh giá thông qua hai nhóm hệ số kế thừa, bao gồm bốn chỉ tiêu thiết yếu nhất là ROA, ROE, Maris và Tobin’s Q Mặc dù có các cách tính khác nhau, sự kế thừa của hai nhóm hệ số này cung cấp thông tin quan trọng cho nhà quản lý, lãnh đạo doanh nghiệp, cổ đông và thị trường về hiệu quả tài chính trong quá khứ cũng như tiềm năng lợi nhuận và tăng trưởng tương lai của doanh nghiệp Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng lợi nhuận trên tài sản (ROA) và lợi nhuận trên vốn đầu tư (ROIC) như những biến phụ thuộc đại diện cho lợi nhuận hoạt động của công ty, trong khi Tobin's Q phản ánh triển vọng tăng trưởng và giá trị thị trường của doanh nghiệp.
Khoản phải thu của công ty bán hàng hóa hoặc dịch vụ cho nợ được ghi nhận như một khoản phải thu trong sổ cái và bảng cân đối kế toán Công ty sẽ thu được tiền trong một khoảng thời gian quy định với khách hàng, gọi là thời gian bán chịu, tùy thuộc vào giá trị khoản nợ Công ty quản lý khoản phải thu bằng cách thông báo thời gian tín dụng cho người mua để họ biết khi nào cần thanh toán Doanh nghiệp thường xuyên phân tích tín dụng để đánh giá khả năng trả nợ đúng hạn của khách hàng Nếu nhận được tiền mặt sớm, công ty có thể cải thiện nhân tố quyết định, đó là vốn lưu chuyển Việc thu hồi tiền mặt quá sớm và không cung cấp điều khoản tín dụng có thể làm chậm lại việc bán hàng trong dài hạn, vì khách hàng có thể chuyển sang các đối thủ cạnh tranh Một lựa chọn khác để cải thiện vốn lưu chuyển và thu được tiền mặt sớm là bán hàng và chuyển khoản phải thu cho một công ty bảo thanh toán Công ty bảo thanh toán sẽ chiết khấu một phần trong khoản phải thu để kiếm lợi nhuận và sẽ trả tiền cho công ty Điều này có thể có một chút rủi ro vì nếu thống nhất điều khoản lỏng lẻo với các công ty bảo thanh toán, các công ty này sẽ đối xử "hung hãn" với các khách hàng nợ khi họ không trả tiền đúng hạn, điều này có thể làm xấu đi mối quan hệ giữa công ty và khách hàng.
Khoảnphảithulàsốtiềncôngtycầnthutừkháchhàngcủahọ,mụcđíchchính củaviệc hỗtrợtíndụngchokháchhànglànhằmtăngdoanhthu.Việcthuh ồ i nợhiệ uquảhaykhôngđược đ o lư ờn g thôngqua sốngàyphảithu.Sốngàyph ải thucàngc aon g h ĩ a làchínhsáchthunợkhôngtốtvàcókhảnăngkhôngthu đượcnợ.
Hàng tồn kho là một thành phần quan trọng của tài sản ngắn hạn trong các công ty sản xuất, bao gồm nguyên vật liệu thô, nguyên vật liệu dở dang và thành phẩm Việc quản lý hàng tồn kho cần được cân bằng để đảm bảo đủ hàng để bán, đồng thời giảm thiểu hàng tồn kho nhằm cải thiện vòng luân chuyển Nếu không có đủ hàng trong kho, công ty có thể mất doanh thu và lòng tin từ khách hàng Ngược lại, giữ quá nhiều hàng tồn kho sẽ tốn chi phí và có thể dẫn đến lỗ theo thời gian Xu hướng hiện nay là giữ hàng tồn kho ở mức thấp hơn so với trước đây, với các công ty Mỹ hiện nay chỉ có khoảng 6% tổng tài sản là hàng tồn kho, so với 12% cách đây 30 năm Quản trị hàng tồn kho tinh gọn và đúng lúc, bắt nguồn từ Nhật Bản, giúp các nhà cung cấp duy trì mức hàng tồn kho hấp dẫn trong khi vẫn đáp ứng nhu cầu thị trường Hàng tồn kho tồn tại ở nhiều dạng, nhưng việc duy trì mức tồn kho cao không phải lúc nào cũng là dấu hiệu tốt cho công ty, vì có thể dẫn đến chi phí tồn trữ cao và lỗ.
Khoảnphảitrảlàsốnợđếntừphầndoanhthubánchịucủacácnhàcungcấp.Ởphầnl ớ n côngty,đặcbiệtlàcáccôngtybánlẻvàsảnxuấtmuahànghóachịuvàghin hậnn h ư mộtkhoảnnợ phảitrả.Thờigiantrảnợngắnhaydàitùythuộcvàogiátrịkho ảnn ợ vàchínhsáchbánchịucủangườibán.Mộtcôngtycóthểkéodàithờigiantrảnợtù ythuộcvàomốiquanhệvớicácnhàcungcấp.Tuy nhiêncầnchúýrằngkhoảnphảitrảlàmộtdạngcủa nợ ngắnhạ n, q u ả n lýhiệuqu ảcáckhoản phảitrảlàquantrọngvàcôngtynênchitrảcáckhoảnnàyđúngh ạn đểđ emlạilòngtinchongườicungcấp.
Mua nợ hàng hóa là một phương thức giúp doanh nghiệp quản lý dòng tiền hiệu quả, đặc biệt khi họ cần xoay sở cho hoạt động kinh doanh Hàng hóa mua nợ thường phải được trả trong khoảng thời gian từ một đến ba tháng, tùy thuộc vào thỏa thuận với người bán Kinh doanh gắn liền với khoản mua bán tín dụng đã trở thành một quy tắc quan trọng, mang lại nhiều lợi ích cho những người mắc nợ không có khả năng tài chính để chi trả ngay Việc trả đúng hạn không chỉ giúp doanh nghiệp duy trì uy tín với nhà cung cấp mà còn nâng cao hình ảnh công ty trong mắt khách hàng Để quản lý tốt dòng tiền dự kiến, công ty cần có kế hoạch sử dụng tiền nhàn rỗi và sẵn sàng chi trả đúng hạn Phân tích các giao dịch trong quá khứ là một phương pháp hữu ích để xác định thời hạn trả nợ, từ đó giúp doanh nghiệp có cái nhìn rõ ràng hơn về khả năng thanh toán.
Sốtiềnp hảitrảc h o c á c n h à c u n g c ấ p v ề h à n g h ó a hayd ị c h v ụ đ ã muađư ợcđại di ện b ở i k h o ả n p h ả i trả.K h i n h à c u n g c ấ p c h o p h é p mộtk h o ả n g t h ờ i g iantíndụngchưacầntrảtiềnthìsốtiềntiếtkiệmđượcsẽđượclinhhoạtđểbùđắp c á c k h o ả n c h i p h í k h á c H ơ n n ữ a k hoảngt h ờ i g i a n tínd ụ n g n à y c ũ n g c h o phép c ôngtyđánhgiáđượcc h ấ t lượngvàdịchvụcủanhàcungcấp.
Vòng quay tiền mặt là khoảng thời gian giữa các khoản thanh toán cho nguyên vật liệu sản xuất và thu lại tiền mặt từ việc bán sản phẩm Theo Arnold (2008), chu kỳ này bắt đầu từ khi công ty thanh toán tiền mua hàng tồn kho, sản xuất và bán hàng hóa cho đến khi thu được tiền nợ Đối với các công ty sản xuất, chu kỳ chuyển tiền mặt thường có dạng thời gian nắm giữ nguyên vật liệu sản xuất kết hợp với kỳ sản xuất và kỳ thu tiền hàng Vòng quay tiền mặt càng ngắn, công ty sẽ càng sẵn sàng hơn để trả các khoản nợ đúng hạn, trong khi vòng quay tiền mặt dài sẽ đặt công ty vào tình huống khó khăn trong việc trả nợ, ảnh hưởng tiêu cực đến uy tín của công ty Kỳ luân chuyển tiền mặt có thể được tính toán để đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
Kỳluânchuyểntiềnmặt=Kỳp h ả i thu+Kỳt ồ n kho–Kỳphảitrả
Hệsốk h ả n ă n g t h a n h t o á n n g ắ n hạ n d ù n g đ ể đo l ư ờ n g k h ả n ă n g t r ả cá c khoảnnợngắnhạncủadoanhnghiệp nhưnợvàcáckhoảnphảitrả)bằngcáctàisảnngắnhạncủadoanhnghiệp,nhưtiềnmặt,c áckhoảnphảithu,hàngtồnkho.
Hệsốnàycàngcao,khảnăngtrảnợngắnhạncủadoanhnghiệpcànglớn.Nếuhệs ốnàynhỏhơn1thìdoanhnghiệpcókhảnăngkhônghoànthànhđượcnghĩavụtrản ợcủamìnhkhitớihạn.Mặcdùvớitỷlệnhỏhơn1,cókhảnăngkhôngđạt đượctình hình tài chínhtốt,nhưngđiều đó không cónghĩa là côngtysẽbịphásảnvìcórấtnhiềucáchđểhuyđộngthêmvốn.
Tỷlệnàychophéphìnhdungrachukìhoạtđộngcủacôngtyxemcóhiệuquảkhông, hoặckhảnăngbiến sản phẩmthành tiềnmặtcó tốtkhông. Nếucôngtygặpphảirắcrốitrongvấnđềđòicáckhoảnphảithuhoặcthờigianthuhồitiềnmặtk éo dài,thìcôngtyrấtdễgặpphảirắcrốivềkhảnăngthanhkhoản.
Tỷsốtàisảnngắnhạntrêntổngtàisảnchobiếttỷlệtàisảnngắnhạnchiếmbaonhiêutr ongtổngtàisản.Chúngtacũngmongđợibiếnnàycótínhiệudươngvớikhảnăngsinhl ờicủacôngtyvìtỷsốnàycànglớnthìcôngtycóthểđápứngđượccácnghĩavụngắnhạnm ộtcáchkịpthờilàmgiảmcácchiphídokhôngđápứ n g đượccácnghĩavụlàmtăngkhảnă ngsinhlờicủacôngty.Nhưngnênduytrìtỷtrọngcácthànhphầnngắnhạnmộtcáchthíchh ợpđểtránhbịrơivàotìnhtrạngkhóachặtvốnvàđánhmấtcáckhoảnđầutưsinhlờikhác.
Tỷsốnợngắnhạntrêntổngtàisản,mộtphầ nn ợ n g ắ n h ạ n d ù n g đ ể tàitrợc h o cácthàn hphầncủavốnluân chuyển.Việcgiữmứcnợngắnhạnởtỷlệcaosẽảnhhưởng đếntínhthanhkhoảncủacôngty.
Nợ là một nghĩa vụ tài chính của một công ty đối với công ty khác, có thể được phân loại thành nợ ngắn hạn và nợ dài hạn Nợ ngắn hạn là những khoản nợ cần phải trả trong vòng 1 năm, trong khi nợ dài hạn có thời gian trả lớn hơn 1 năm Tỷ lệ nợ là một chỉ số quan trọng để đo lường sức khỏe tài chính của công ty Một tỷ lệ nợ cao không nhất thiết phản ánh sức khỏe tài chính tốt, mà có thể cản trở khả năng vay vốn trong tương lai Tuy nhiên, nếu nợ ở mức hợp lý, công ty có thể tận dụng nguồn vốn vay để sản xuất, tăng lợi nhuận và hưởng lợi từ các ưu đãi thuế.
Môhìnhvàcácgiảthuyếtnghiêncứu
Mụctiêunghiêncứucủabàilàphântíchmốiquanhệcủacácthànhphầnvố nluânchuyểnvàlợinhuận,giátrịthịtrườngcủacôngtydođócầnthiếtphảix ây dựn gcácmôhìnhphântíchriêngrẽtácđộngcủatừngnhântốlênlợinhuậnvàgiátrịthịtrườ ngcủacôngty.
Thamkhảocác nghiêncứucủacác tác giảtrướcđây,tác giảxâydựng3môh ìn h hồiquyđểphântíchảnhhưởngcủalầnlượt5biếnđólàchukỳtiền mặt,hệsốthanhtoánngắnhạn,tỷsốtàisảnngắnhạntrêntổngtàisản,tỷsốnợngắnhạnt r ê n tổngtàisảnvàtỷsốnợlêncơhôităngtrưởngvàkhảnăngsinhlờicủacôngty.
Vớimụctiêutìmhiểumốiquanh ệ g i ữ a q u ả n trịv ố n l u â n chuyểnv à khảnăng sinhl ợ i t ừ hoạtđ ộ n g k i n h d o a n h c ủ a c ô n g ty,t á c giảđ ặ t r a c á c g i ả t h i ế t ng h iên cứusau:
Giảth uy ết 1 :Khôngcóm ố i quanhệgiữagiátrịthịtrườngcôngty(TobinQ)vàviệcq uảntrịv ố n luânchuyển.
Giảt h u y ế t 2 :K h ô n g c ó m ố i quanh ệ g i ữ a h i ệ u q uả h o ạ t độngcủa cô ng t y(ROA)vàviệcquảntrịv ố n luânchuyển.
Giảt h u y ế t 3 :K h ô n g c ó m ố i quanh ệ g i ữ a h i ệ u q uả h o ạ t độngcủa cô ng t y(ROIC)vàviệcquảntrịv ố n luânchuyển.
TQ it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it + β 3 CATAR it + β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it + εMôhình 2:
ROA it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it +β 3 CATAR it + β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it + εMôhình 3:
ROIC it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it +β 3 CATAR it + β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it + ε
Trongđó, i k ý h i ệuc h o c á c côngty,tkýhiệuchonămvàεlàsaisố.Cácbiếnsốđượcđ ịnhnghĩanhưBảng1ởtrên.
Tuynhiêncácbàinghiên cứu củaBintiMohammadandBintimohdsaad( 2 0 1 0 ) ; Abbasali Po ur ag ha jan andM iladEmamgholipourarchi ( 2 0 1 2 ) v à A b i o l a
IdowuandLawrencia(2012)cómộthạnchếlàkhôngchỉrađượcviệcthựchiệnquả ntrịtừngthànhphầncủavốnluânchuyểncótácđộngđếnhiệuquảtàichínhcủ ad o a n h n g h i ệ p n h ư t h ế n à o n ê n đ ề t à i n g h i ê n c ứ u c ủ a t á c g i ả s ẽ t h ự c h i ệ n nghiêncứucụthểhơnvềtácđộngcủatừngnhântốcấuthànhvốnluânchuyểnbaog ồ m (kỳtồ nkhoDSI,kỳphảithuDSO,kỳphảitrảDPO)lêncácbiếnđạidiệnchoh i ệ u quảtàichínhcủad oanhnghiệp(TQ,ROA,ROIC)đểxemxétchiềuvàđộlớntácđộngcủacácthànhphầnnà yrasao,gópphầnkhắcphụchạnchếcủacácbàinghiêncứutrên.
TQ it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it + β 3 CATAR it + β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it + ε( 1 )
TQ it =β 0 + β 1 DSI it +β 2 DSO it +β 3 DPO it +β 4 CACLR it +β 5 CATAR it +β 6 CLTAR it
ROA it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it +β 3 CATAR it + β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it + ε(3)
ROA it =β 0 +β 1 DSI it +β 2 DSO it +β 3 DPO it +β 4 CACLR it +β 5 CATAR it + β 6 CLTAR it
ROIC it =β 0 +β 1 CCC it +β 2 CACLR it + β 3 CATAR it +β 4 CLTAR it +β 5 DTAR it +ε(5)
ROIC it =β 0 +β 1 DSI it +β 2 DSO it +β 3 DPO it +β 4 CACLR it +β 5 CATAR it +β 6 CLTAR it
Phươngphápnghiêncứu
Thốngkêmôtảđưarathôngtinchitiếtvềcácbiếnsửdụngtrongmôhình.T h ô n gti nđóbaogồmtrungbình, độ lệchchuẩn,gi á trịlớ nnhấtv à gi á trịnhỏnhất.Qua n h ữ n g c o n sốđ ó , tac ó t h ể c ó c á i n h ì n b a n đ ầ u v ề t í n h c h ấ t c ủ a c á c b iến trongmôhì nh.
Tiếptheo,tácgiảsửdụngmatrậntươngquanPearsonnhằmtìmhiểumối quanhệ c h é o g i ữ a c á c b i ế n đ ộ c lậpvớin h a u v à g i ữ a b i ế n p h ụ t h u ộ c v ớ i t ừ n g biến đ ộ c lậpt r o n g môh ì n h B ư ớ c nàyg i ú p c h ú n g tab i ế t tổngquanv ề n h ữ n g mốiquanhệ c ầ n n g h i ê n cứuvềcảđộlớn,chiềuvàýnghĩathốngkê,từđógiúpv i ệc xâydựngmôhìnhhồiquyvàsửdụngcácphươngpháp phântíchđượcchuẩnx ác hơn.MộtnhượcđiểmcủatươngquanPearsonlàkhôngxác địnhđượcchiềutácđộnggiữacácbiến,tứclàkhông chothểbiếtđâulànguyênnhânvàđâulàkếtq u ả Dođócầnphảisửdụngphântíchđịnhlượng vềhiểurõcácmốiquanhệnày.
Phântíchđịnhlượng Đểđolường mốiquanhệgiữaCCCvớicáckhảnăng sinh lợinhưTobinQ,ROAvàROICtácgiảsửdụngphươngphápphântíchdữliệubảng.
Kỹ thuật phân tích dữ liệu bảng (panel data) mang lại nhiều ưu điểm vượt trội so với dữ liệu chuỗi thời gian và dữ liệu chéo, bao gồm khả năng kiểm soát tính không đồng nhất của các đơn vị trong mẫu nghiên cứu, cung cấp dữ liệu đa dạng và phong phú hơn Baltagi (2005) chỉ ra rằng dữ liệu bảng giúp giảm thiểu sự cộng tuyết giữa các biến, đồng thời cho phép phát hiện và đo lường tốt hơn những ảnh hưởng không thể quan sát trong dữ liệu chuỗi thời gian thuần túy hay dữ liệu chéo thuần túy Kỹ thuật này phù hợp cho việc nghiên cứu những mô hình hành vi phức tạp và tối ưu hóa khả năng kết quả nghiên cứu không bị lệch.
Phương pháp tác động ngẫu nhiên (REM) sử dụng hằng số trong mô hình hồi quy của mỗi đơn vị chế độ như một tham số ngẫu nhiên, với hệ số chặn cho mỗi đơn vị chế độ là một hệ số chặn chung, giống nhau cho tất cả các đơn vị chế độ trong giai đoạn nghiên cứu Giá trị ngẫu nhiên của đơn vị chế độ εi được cộng thêm vào, tạo ra sự khác biệt giữa các đơn vị chế độ mà không thay đổi theo thời gian Mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên có thể được biểu diễn như sau: yit = α + βxxit + ωit, trong đó ωit = εi + νit.
Vớiεil àthànhphầnsaisốtheokhônggian,haytheocácđơnvịchéo,νitl àthànhphầ nsaisốtheokhônggianvàchuỗithờigiankếthợp.
Xitvẫnl à mat r ận1 x k v e c t o c ủac ác b i ếng i ảit h í c h, n h ư n g k h ô n g g i ố ngp h ư ơn g pháptácđộngcốđịnh,biếngiảđểxácđịnhsựkhácbiệtgiữacácđơnvịchéokh ôngđượcsửdụngởđâymàđượcphảnánhtrongsaisốεi.
Phương pháp fixed effects (FEM) là một kỹ thuật phân tích giúp kiểm soát và tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt của từng đơn vị chế độ lên các biến giải thích FEM phân tích mối quan hệ giữa các đơn vị chế độ và các biến giải thích, từ đó kiểm soát ảnh hưởng của các yếu tố không thay đổi theo thời gian Phương pháp này cho phép ước lượng những ảnh hưởng ròng của biến giải thích lên biến phụ thuộc bằng cách thay đổi từng đơn vị một Mô hình cho phương pháp tác động cố định có thể được viết như sau: yit = α + βxxit + ai + νit.
Trong đú,àiđ ại diệncho sựkhỏcbiệt của từngđơnvịchéo,νitđ ạidiệnchophầnsaisốyitmàmôhìnhchưagiảithíchđược.
Phươngphápmàtấtcảcáchệsốđềukhôngđổitheokhônggianvàtheothờig ian:cũngđượcgọilàphươngpháppooledOLS,phươngphápnàythểhiệnkếtquảthe ogiảđịnhrằngkhôngcósựkhácbiệtgiữamatrậndữliệucủacácđơnvịchéo.
Phương pháp FGLS (Feasible Generalized Least Squares) được áp dụng để kiểm soát hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy Việc sử dụng dữ liệu bảng yêu cầu phải kiểm định các hiện tượng này, vì sự hiện diện của chúng có thể làm cho ước lượng OLS không còn hiệu quả Phương pháp FGLS cho phép ước tính mô hình theo phương pháp pooled OLS, ngay cả khi có sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi Các sai số từ mô hình sẽ được sử dụng để ước tính ma trận phương sai - hiệp phương sai của sai số, từ đó chuyển đổi các biến ban đầu và ước tính giá trị các tham số cần tìm trong mô hình.
KiểmđịnhF- test:p h ư ơ n g p h á p nàychophéplựac h ọng i ữamôh ì n h t ác độngcốđịnhvàmôhìnhp ooledOLSvớigiảthuyếtH0-MôhìnhpooledOLSlàp h ù hợp
FEMvà R E M G i ảthuyếtH0làmnềntảngch okiểmđịnhHausman l à tác độngcábiệ tcủamỗiđơnvịchéokhônggiankhôngcótươngquanvớicácbiếnhồiquykháctron gmôhình.Nếucótươngquan(giảthuyếtH0bịtừchối),môhìnhhồiquytheoREMsẽchokếtq uảbịthiênlệch,vìvậymôhìnhtheoFEMđượcưathíchhơn.
Hệ số biến thiên (Variance Inflation Factor - VIF) là chỉ số dùng để đánh giá mức độ đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong một mô hình hồi quy VIF đo lường mức độ tăng lên của phương sai của các hệ số hồi quy do sự tương quan giữa các biến độc lập Theo quy tắc, nếu giá trị của VIF lớn hơn 4, điều này cho thấy có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, và nếu VIF vượt quá 10, thì hiện tượng này trở nên nghiêm trọng, ảnh hưởng đến độ chính xác của mô hình.
KiểmđịnhWooldridge:đượcdùngđểkiểmđịnhhiệntượngtựtươngquancủ asa is ố t r o n g môh ì n h vớig i ả t h u y ế t H0-
Thống kêmôtả
Variable Obs Mean Std.Dev Min Max
Bảngtrênđưarathốngkêmôtảchocácbiếntrongmôhìnhbaogồmsốquan sátcủacácbiến,giátrịtrungbìnhvàđộlệchchuẩncủachúng.Nócũngchỉr agiátrịlớnnh ấtvàgiátrịnhỏnhấtcủacácbiếnnày.
Mô hình nghiên cứu bao gồm 678 quan sát, trong đó biến phụ thuộc là giá trị thị trường TQ với giá trị trung bình là 1.11, giá trị lớn nhất là 5.15 và giá trị nhỏ nhất là 0.47 Các công ty có giá trị thị trường cao thu hút được nhà đầu tư và có năng lực cạnh tranh tốt Tỷ suất sinh lợi từ tài sản (ROA) trung bình của các công ty là 13.1%, với những công ty hoạt động tốt có ROA cao đạt 60.9%, trong khi không có công ty nào bị thua lỗ có ROA thấp nhất là 1.18% Mặc dù có sự chênh lệch rõ rệt giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất, độ lệch chuẩn của ROA không cao, chỉ là 0.083, cho thấy hầu hết lợi nhuận của các công ty dao động nhỏ quanh giá trị trung bình Thống kê cũng cho thấy sự tương đồng giữa tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư (ROIC), cho thấy các công ty trong mẫu có tình hình hoạt động sản xuất kinh doanh khá ổn định Đối với chỉ số DSO, giá trị trung bình là 95.36106, cho thấy các công ty trong mẫu trung bình thu hồi các khoản nợ trong khoảng 95 ngày, với giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của DSO lần lượt là 835.116 và 2.2159.
Trong lĩnh vực quản lý tài chính, việc thu hồi các khoản nợ trong thời gian ngắn là rất quan trọng, với thời gian trung bình là 835 ngày Thời gian này phụ thuộc vào chính sách bán hàng của công ty, giá trị khoản nợ, và độ uy tín của khách hàng Kỳ tồn kho DSI hiện tại là 164.9439 ngày, cho thấy thời gian từ khi hàng tồn kho được mua về đến khi bán ra khoảng 165 ngày Đối với các công ty sản xuất, hàng tồn kho cần phải qua giai đoạn sản xuất để trở thành thành phẩm Nếu kỳ tồn kho quá cao, công ty cần xem xét lại khả năng sản xuất và bán hàng, vì hàng tồn kho không bán được có thể gây thiệt hại tài chính Độ lệch chuẩn của DSO và DSI lần lượt là 111.6448 và 274.3184 ngày, cho thấy sự biến động trong quản lý dòng tiền và hàng tồn kho.
Thời gian thanh toán trung bình của các công ty trong mẫu là 43,80001 ngày, cho thấy họ mất trung bình 43 ngày để trả nợ cho người cung cấp Trong khi đó, thời hạn thường được đưa ra bởi người bán là 30 ngày, cho thấy sự chênh lệch lớn trong kỳ hạn thanh toán Kỳ hạn thanh toán dài nhất và ngắn nhất có sự chênh lệch khá lớn với giá trị lần lượt là 690.7956 và 0.1711653 Kỳ hạn thanh toán ngắn hay dài phụ thuộc vào chính sách bán hàng của nhà cung cấp, giá trị khoản nợ, cũng như mối quan hệ giữa hai công ty.
Chu kỳ luân chuyển tiền mặt là một biến phụ quan trọng, với giá trị trung bình là 216.5 ngày, cho thấy thời gian cần thiết để các công ty trong mẫu mua hàng có thể thanh toán nợ và duy trì hoạt động sản xuất Vòng quay tiền mặt ngắn cho thấy các công ty hoạt động hiệu quả, luôn có đủ tiền để tái sản xuất và thanh toán các khoản nợ Chu kỳ luân chuyển tiền mặt dài nhất trong mẫu là 3257 ngày, cho thấy nếu kỳ phải trả lớn hơn kỳ tồn kho, có thể dẫn đến tình trạng thiếu hụt tiền mặt Vòng quay tiền mặt dài có thể ảnh hưởng tiêu cực đến uy tín của công ty với các đối tác kinh doanh, trong khi chu kỳ luân chuyển tiền ngắn nhất là -31.83 ngày, cho thấy các công ty có uy tín cao trên thị trường có thể đàm phán điều kiện thanh toán linh hoạt hơn với nhà cung cấp.
Tỷsốthanhtoánhiệnhành(CACLR)cógiátrịtrungbìnhlà2.04,sựchênhlệchgiữac ôngtycókhảnăngthanhtoántốtnhấtvàxấunhấtkhálớn.Trongkhicócôngtychỉgiữkhả năn gthanhtoánlà0.11,thìcócôngtylạigiữtỷlệnàylênt ớ i 16.75.Giữtỷsốthanhtoánh i ệ n h à n h c a o làmộtc h í n h sáchnhằmh ạ n c h ế r ủ irothanhkhoản,đ ồn g thờiđem lạiniềmtinchocổđôngvànhàcungcấpvàonguồnlựctàichínhvữngmạnhcủacôngty. Đốivớichỉtiêuđolườngtỷsốtàisảnngắnhạn(CATAR)vàtỷsốnợngắnhạntrênt ổngtàisản(CLTAR)cógiátrịtrungbìnhlầnlượtlà0.61và0.39chothấycáccôn gtytrongmẫucóvốnluânchuyểndương(tàisảnngắnhạn– nợngắnhạn)thểhiệntínhthanhkhoảncaovàcócơcấuvốnvàtàisảnkháhợplý.
Bêncạnhvốnchủsởhữu,nợlàmộtnguồnvốnchủlựctr on g giatăngtỷsuấtsi nhlợichocôngty.Theobảngtrêngiátrịtrungbìnhcủatỷlệnợ(DTAR)là50.5%nằmtrong khoảng(3.19%;88.66%)chothấycáccôngtyđượcnghiêncứuđ ề u sửdụngđònbẫytài chính.Tỷtrọngn ợp hụ thuộcv à o chí nh sách của từng côngty,cócôngtysửdụngnợtrongcơcấuvốnkháthấp3.19%,tuynhiêncũngc ó côngt ytậndụngtốiđatỷlệnợnàylênđến88.66%tổngnguồnvốn.
Phântíchtương quanPearson
TQ ROA ROIC DSI DSO DPO CCC CACLR CATAR CLTAR DTAR
Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ giữa kỳ thu tiền bình quân (DSO), kỳ luân chuyển hàng tồn kho (DSI), kỳ khoản phải trả (DPO) và kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) với khả năng sinh lợi của công ty (ROA, ROI) Cụ thể, DSI, DSO, DPO và CCC có tác động mạnh đến khả năng sinh lợi ROA, trong khi giá trị thị trường TQ cũng có kết quả tương tự Kỳ thu tiền bình quân tăng lên sẽ làm giảm khả năng sinh lợi, và mối quan hệ giữa DPO và khả năng sinh lợi là nghịch biến Doanh nghiệp có thể tăng tỷ suất sinh lợi bằng cách giảm thời gian lưu kho và các khoản phải thu, đồng thời điều chỉnh các chi phí này để tối ưu vòng quay tiền mặt Khi tính thanh khoản của công ty cao, rủi ro tài chính thấp, thì tỷ suất sinh lợi của công ty sẽ tăng lên.
KếtquảcũngchothấyhệsốthanhtoánngắnhạnCACLRcómốiquanhệcù n g c hiềuvớigiátrịthịtrườngTobinQ,lợinhuậntrêntổngtàisảnROAvàlợinhuậntrên vốnđầutưROICtrongkhitỷsốnợngắnhạntrêntổngtàisảnCLTARv àđònbẩynợDTAR cómốitươngquannghịch.Nhữngconsốnàychothấyrằngmộtcôngtycóc h í n h sáchđ ầ u tưđúngđ ắ n vàoc á c tàisảnl ư u đ ộ n g , g i ữ tínhthanhkhoảnởmứcđộtốtnhấtthìtỷsuấtsi nhlợisẽcaohơn.
Bênc ạ n h đ ó mốitươngq ua n âmg i ữ a tỷsốn ợ DTARc ủ a côngtyvàtỷ suấtsinhlợiROA,ROICcũngchỉramộtdoanhnghiệpcótỷsốnợthấp,thìsẽtrảlãiíthơn,c hiphítàichínhthấphơn,dođótỷsuấtsinhlợisẽcaohơn.Tuynhiên,d o a n h nghiệpphả igiữcânbằnggiữatỷsốnợvàtỷsuấtsinhlợi,vừađảmbảođ ủ n g u ồn vốnchoquátrìnhs ảnxuấtkinhdoanh,vừađảmbảochiphísửdụngvốnlàthấpnhấtcóthể(trongnhững nguồntàitrợ,nợvaylànguồnvốncóchiphísửdụngvốnthấpnhấtdocótấmchắnthuế).
Từb ả n g p h â n tícht ư ơ n g q u a n c u n g c ấ p c á i n h ì n b a n đ ầ u v ề mốit ư ơ n g q u a n g i ữ a cácyếutố,kếtquảphântíchtươngquanPearsoncũngchothấyhệsốtươngq uangiữacácbiếnkhôngcaonênkhôngxảyrahiệntượngđacộngtuyến.Tuynhiênchưađ ủtincậyđểđưaranhậnđịnhvềmốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảtài chínhcủacôngty.Dođóbàinghiêncứutiếptụctiếnhànhphântíchhồiquyđểlàmrõcácmố iquanhệnày.
Phântíchhồiquy
Phântíchtươngquantrênđâychưathểlàcăncứđángtincậyđểđưaranhậnđịnhvềmối quanhệgiữa quảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạt độngcủacôngty.Dođó,tácgiảđãtiếnhànhthựchiệnphântíchhồiquyđểkiểmđịnhc ácmốiquanhệnày.
Sử dụng phần mềm Stata 11, chúng tôi đã phân tích tác động của các thành phần vốn luân chuyển đến lợi nhuận và giá trị thị trường của công ty thông qua 6 mô hình khác nhau, bao gồm pooled OLS, fixed effects và random effects Tiêu chuẩn lựa chọn mô hình phù hợp dựa trên kiểm định F-test và kiểm định Hausman Đầu tiên, tác giả đã xem xét tác động của vốn luân chuyển lên hiệu quả tài chính của công ty bằng phương pháp pooled OLS, với các kết quả R² lần lượt là 8.60%, 7.31%, 35.60%, 34.45%, 26.37% và 25.21% Tuy nhiên, mô hình pooled OLS không phản ánh được tác động của sự khác biệt giữa các công ty, điều này có thể là đặc trưng của ngành kinh tế, chu kỳ kinh doanh của doanh nghiệp hoặc các chính sách kinh tế vĩ mô của quốc gia.
Fixed-effects(within)regression Numberofobs = 678
R-sq: within =0.0347 Obspergroup: min = 6 between=0.0311 avg = 6.0 overall=0.0042 ma x = 6
F(7,558) = 2.87 corr(u_i,Xb) =-0.3428 Prob>F = 0.0060 tobinq Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] dsi -.0001602 0000759 -2.11 0.035 -.0003093 -.0000112 dso -.0004667 0002172 -2.15 0.032 -.0008933 -.00004 dpo -.0001368 0004467 -0.31 0.760 -.0010143 000740 caclr -.014808 0164433 -0.90 0.368 -.0471064 017490 catar -.1237455 1822506 -0.68 0.497 -.4817266 234235 cltar 2575723 2613556 0.99 0.325 -.2557888 770933 dtar -.0964181 2443286 -0.39 0.693 -.5763343 383498
(fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(112,558)= 7.76 Prob>F=0.0000
Rõràng,từkếtquảtrênchothấyphươngpháppooledOLSđượcsửdụngkhôn gthíchhợpbởivìsựtồntạicủatácđộngcốđịnhởmỗicôngtyởmôhình2cók ếtqu ảP r o b
>F l à 0.0000< 0 0 1 % , 5 môhìnhcòn lạic ũngchokếtquảtươngtựtheobảngphụl ục,bácbỏgiảthuyếtHolàchorằngkhôngcótácđộngc ủ a cácyếutốkhôngquansátđ ược(khôngthayđổitheothờigian)lênhiệuquảtàic h í n h củacôngty,chấpnhậnH1,dođ ótacóthểkếtluậnrằngsửdụngmôhìnhfixedeffectslàphùhợphơnsovớimôhìnhpoole dOLS.
R-sq:within= 0.0190 Obspergroup:min= 6 between=0.0517 avg= 6.0 overall=0.0395 max= 6
Randomeffectsu_i~Gaussian Waldchi2(7) = 17.12 corr(u_i,X) =0(assumed) Prob>chi2 = 0.0166 tobinq Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval] dsi -.0001051 0000703 -1.49 0.135 -.0002428 000032 dso -.0004198 0002006 -2.09 0.036 -.000813 -.0000267 dpo 0003547 0004058 0.87 0.382 -.0004406 0011 caclr -.0106941 0151182 -0.71 0.479 -.0403252 018936 catar -.0583939 1490652 -0.39 0.695 -.3505563 233768 cltar 0954572 2334731 0.41 0.683 -.3621416 55305 dtar -.3811909 1889455 -2.02 0.044 -.7515173 -.0108646
_cons 1.367042 1053912 12.97 0.000 1.16048 1.57360 sigma_ 5 us i gm a _ e rho
Tiếptheođể l ựac h ọnd ù n g f i x e d e f f e c t s h a y r a n d o m e f f e c t s làp h ù hợ pnhất,đềtàisẽkiểmđịnhbằngHausmantestvớicácgiảthuyếtsau:
Ho:RandomeffectsmodellàmôhìnhthíchhợphơnH1 : F ixedeffectmodellàmôhìnhthíchhợphơn Bảng4.5:Kếtqu ảkiểmđịnhHausmanmôhình2
V_B))S.E dsi -.0001602 -.0001051 -.0000552 0000286 dso -.0004667 -.0004198 -.0000468 0000833 dpo -.0001368 0003547 -.0004915 0001868 caclr -.014808 -.0106941 -.0041139 0064672 catar -.1237455 -.0583939 -.0653515 1048564 cltar 2575723 0954572 162115 117461 dtar -.0964181 -.3811909 2847728 1549066 b=consistentunderHoandHa;obtainedfromxtregB =inco nsistentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg
Kết quả kiểm định cho thấy mô hình fixed effects là phù hợp, với P-value cho mô hình 1 là 0.0004, mô hình 4 là 0.0092 và mô hình 5 là 0.0194, tất cả đều nhỏ hơn 5% Mô hình 6 cũng có P-value là 0.0005, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho Ngược lại, mô hình 3 có P-value là 0.2192, cao hơn mức 10%, cho thấy rằng random effects là mô hình thích hợp cho hồi quy phương trình 3.
Tóm lại, kết quả từ các kiểm định F-test và Hausman test cho thấy mô hình các yếu tố ảnh hưởng cố định (fixed effects) là thích hợp để hồi quy cho mô hình 1, 2, 4, 5 và 6, liên quan đến tác động của các thành phần quản trị vốn lên giá trị thị trường Tobin Q và tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư ROIC Trong khi đó, mô hình các yếu tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (random effects) phù hợp để tính toán mô hình 3, liên quan đến tác động của chu kỳ luân chuyển tiền mặt CCC tới lợi nhuận trên tổng tài sản ROA Sau khi thực hiện hồi quy mô hình, kết quả được trình bày ở bảng dưới đây.
Kếtquảhồiquymôhình1vàmôhình2bằngfixedeffectsmodelởbảngtrêncho thấykỳtồnkhoDSI,kỳphảithuDSOvàchukỳtiềnmặtcótácđộngngượcchiều đếngiá trịthịtrườngcủa côngtyvớiý nghĩaởmứccao,cácbiến còn lạikhôngcóýnghĩathốngkê.Điềunàyhoàntoànphùhợpvớicáckếtluậntrongn g h iê n c ứucủaBintiMohamadvàMohdSaad(2010)vàNghiêncứucủaAbiolaIdowuvàLa wrencia(2012).Ngoàiramộtnghiêncứukhácvềmốiquanhệcủaq u ả n trịvốn luânchuyểnvàgiátrịcôngtycủaKieschnick,LaPlante,andMoussawi(2009)cũngcó kếtquảtươngtự,họđãchỉrarằng(i)mộtđồngđôlađầutưvàovốnluânchuyểnsẽmanglạig iátrịtrungbìnhíthơnmộtđôlađượcnắmgiữdướidạngtiềnmặt,
Bằng chứng nghiên cứu cho thấy, đầu tư vào vốn lưu chuyển có thể tạo ra giá trị thấp hơn so với việc đầu tư vào các vấn đề tài chính khác của công ty Nếu nhà quản trị thực hiện tăng chu kỳ luân chuyển tiền mặt, điều này có thể làm giảm giá trị thị trường của doanh nghiệp do vốn lưu chuyển tăng lên Các công ty cần phải tái trợ liên quan đến chi phí tài chính và chi phí cơ hội Mặt khác, việc giữ mức vốn lưu chuyển cao cũng có thể đối mặt với rủi ro tín dụng nhiều hơn Khi tăng vốn lưu chuyển, công ty có thể gặp phải khó khăn tài chính và đối mặt với nguy cơ phá sản Tuy nhiên, việc duy trì vốn lưu chuyển cao cũng có thể giúp tăng cường khả năng thực hiện các dự án có giá trị khác.
Tácđ ộ ngc ủaq u ảnt r ịv ốnl u â n c h u y ểnl ê n l ợin h u ậnt r ê n t à i s ảncủad o a n h nghiệp
Vòng quay tiền mặt được xác định bởi ba yếu tố: kỳ phải trả, kỳ phải thu và kỳ tồn kho, tạo thành chỉ số quan trọng cho mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và lợi nhuận của công ty Kết quả từ mô hình 4 cho thấy lợi ích gia tăng tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản khi nhà quản trị rút ngắn thời gian dự trữ hàng tồn kho và thời gian thu tiền Điều này cũng được khẳng định bởi kết quả mô hình 3 khi tác giả phát hiện mối quan hệ ngược chiều giữa lợi nhuận và kỳ luân chuyển tiền của công ty, cụ thể là khi vòng luân chuyển tiền mặt giảm 1 ngày, lợi nhuận công ty sẽ tăng 0.00441% Lợi ích từ việc giảm chu kỳ tiền mặt làm tăng khả năng sinh lợi của công ty, phù hợp với các nghiên cứu trước đó của Wang (2002), Deloof (2003) và Taghizadeh (2012) Kết quả cũng cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ nợ và lợi nhuận tại mức ý nghĩa cao là 1% Việc tăng sử dụng nợ sẽ làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính, giảm khả năng sinh lợi của công ty; khi tỷ lệ nợ (DR) tăng 1%, khả năng sinh lợi của công ty sẽ giảm đi 0.19%.
%.Tỷsốtàisảnngắnhạn(CATAR)cótácđộngtíchcựclênkhảnăngsinhlờicủacô ngty,hệsốnàycànglớnchothấycôngtysửdụngcànghiệuquảcáctàisảnngắnhạnvào quátrìnhhoạtđộngkinhdoanh,môhình3chothấynếuCATARtănglên1%thìkhảnăngsin hlờicủacôngtytănglên0.04%vớimứcýnghĩathốngkê10%.R 2c ủamôh ì n h là4 5 4 8
% , c h ứngtỏ4 5 4 8 % sựthayđổit r o n g l ợin h u ậnc ủacô n g tyđượcgiảithíchthông qua chukỳluânchuyểntiềnmặt,tỷsốtàisảnngắnhạntrêntổngtàisảnvàtỷlệnợ.
Kết quả từ mô hình 5 và 6 cho thấy mối quan hệ giữa số thanh toán hiện hành và lợi nhuận trên vốn đầu tư tại mức ý nghĩa 1% và 5% Đặc biệt, mô hình 6 cho thấy lợi nhuận của công ty có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi trên vốn đầu tư Việc thanh toán nhanh cho nhà cung cấp có thể làm giảm lợi nhuận công ty, và việc duy trì tài sản ngắn hạn ở mức thích hợp sẽ đảm bảo khả năng thanh toán và đáp ứng nhu cầu kinh doanh Mô hình 5 cho thấy khi tỷ lệ tài sản ngắn hạn tăng 1%, khả năng sinh lời của công ty tăng 0.09% Tuy nhiên, nếu tài sản ngắn hạn tăng mà lợi ích từ việc này không đủ lớn để bù đắp sự giảm sút trong khả năng sinh lời, thì sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời tổng thể Tài sản ngắn hạn thường được tài trợ bằng các nguồn vốn ngắn hạn, và việc tăng tài sản ngắn hạn sẽ dẫn đến tăng tỷ lệ nợ ngắn hạn, trong đó khi tỷ lệ nợ ngắn hạn tăng 1%, khả năng sinh lời sẽ tăng khoảng 0.22%.
Tómlại,thôngq u a 6 môh ì n h h ồ i quy,c h ú n g tathấyr ằ n g q u ả n trịcác t h àn h p h ầ n v ố n luânchuyểnc h i ế m mộtv a i tròc ự c k ì q u a n t r ọ n g trongv i ệ c du ytrìl ợ i n h u ậ n c ủ a mỗid o a n h n g h i ệ p , mỗithayđổid ù n h ỏ t r o n g cáct hà nh p hầncủavốnl u â n c h u y ể n đ ề u c ó thểt ác đ ộ n g tíchc ự c h o ặ c tiêucựclênthànhquả củac ô n g ty.
Kiểmđịnhtínhvững củamôhình
Tiếptheo,tácgiảsửdụngcáckiểmđịnhvềtínhvữngcủamôhình:việckiể mđ ị n h l ạ i môh ì n h n h ằ m t ì m r a n hữngk h i ế m k h u y ế t n h ằ m tìmc á c h k h ắ c p h ụ c , đưađ ế n k ế t q u ả tincậyv à c h í n h x á c h ơ n K i ể m tratínhv ữ n g trongmôhì nhgồmcókiểmđịnhđacộngtuyến,tựtươngquanvàp h ư ơ n g s a i thayđổi.
KiểmđịnhđacộngtuyếnTácgiảdùngthừasốtăngphươngsai(VIF)đểpháthi ệnđacộngtuyến,VIFđượctínhtheocáckếtquảmôhìnhhồiquy.Trongc á c môhìnhhồ iquyVIFđều nhỏhơn1 0 chứngtỏkhôngcóđacộngtuyếnxảyra.
KiểmđịnhtựtươngquanĐểkiểmđịnhtựtươngquan,tácgiảthựchiệnk iểmđị nhWooldrigeTest.CáckếtquảcủakiểmđịnhđềucóProb>Flà0.000|t| [95% Conf Interval]
Number ofobs= 678 F( 5, 672)= 45.30 Prob> F =0.0000 R- squared= 0.2521AdjR- squared=0.2465Root MSE=.08947 ccc -.000047 0000113 -4.18 0.000 -.0000691 -.0000249 caclr -.000615 0031472 -0.20 0.845 -.0067945 005564 catar 0631551 0274495 2.30 0.022 0092581 117052 cltar 1393942 0464683 3.00 0.003 0481537 230634 dtar -.2875784 0329081 -8.74 0.000 -.3521935 -.2229634 _cons 2064248 0170941 12.08 0.000 1728606 23998
Fixed-effects(within) regression Numberofobs = 678
F(5,560) = 12.10 corr(u_i,Xb) = -0.1428 Prob>F = 0.0000 roic Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] ccc -.0000783 0000145 -5.38 0.000 -.0001069 -.000049 caclr -.0004029 0037094 -0.11 0.914 -.0076888 006883 catar 0930078 0418665 2.22 0.027 0107731 175242 cltar 228322 0592432 3.85 0.000 111956 34468 dtar -.2260256 0555742 -4.07 0.000 -.335185 -.116866 _cons 1281003 0320662 3.99 0.000 0651156 191085 sigma_us 1 igma_e rho
0719715 0684383 9 5251468 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(112,560)= 5.25 Prob> F =0.0000
R-sq: within =0.0855 Obspergroup:min = 6 between=0.3467 avg = 6.0 overall=0.2411 max = 6
Randomeffectsu_i~Gaussian Waldchi2(5) = 111.54 corr(u_i,X) =0(assumed) Prob>chi2 = 0.0000 roic Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval] ccc -.0000641 0000124 -5.16 0.000 -.0000884 -.000039 caclr -.0005166 0033195 -0.16 0.876 -.0070228 005989 catar 0628799 0321228 1.96 0.050 -.0000797 125839 cltar 183531 0506364 3.62 0.000 0842856 282776 dtar -.2817654 0393662 -7.16 0.000 -.3589217 -.204609 _cons 1896121 0219749 8.63 0.000 1465421 23268 sigma_u 05792264 2 sigma_e 06843839 rho 41735244 (fraction ofvariancedue to u_i)
S.E ccc -.0000783 -.0000641 -.0000143 7.58e-06 caclr -.0004029 -.0005166 0001138 0016553 catar 0930078 0628799 0301279 0268502 cltar 228322 183531 044791 0307524 dtar -.2260256 -.2817654 0557398 0392275 b=consistentunderHoandHa;obtainedfromxtregB =inco nsistentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg
Source SS df MS Numberofobs = 678
Total 7.19259017 677 01062421 RootMSE = 08891 roic Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] dsi -.0000179 000015 -1.19 0.233 -.0000474 000011 dso -.0001791 0000422 -4.24 0.000 -.0002619 -.000096 dpo 0001573 000081 1.94 0.052 -1.70e-06 000316 caclr -.0002674 0031293 -0.09 0.932 -.0064119 005877 catar 0597126 0273006 2.19 0.029 0061075 113317 cltar 1369047 0465617 2.94 0.003 0454804 22832 dtar -.2847607 0338773 -8.41 0.000 -.351279 -.218242 _cons 2103486 0170313 12.35 0.000 1769074 243789
xtregroic ds idsodp ocaclrcatar cltar dtar, fe
Fixed-effects( w i t h i n ) r e g r e s s i o n Numbero f o b s = 678 Groupv a r i a b l e : m c k Numbero f g r o u p s = 113
R-sq: within = 0.1108 Obsp e r g r o u p : min = 6 betwee = 0.1769 avg = 6.0 overall = 0.1455 ma x = 6
F(7,558) = 9.93 corr(u_i,X b ) = -0.2262 Prob>F = 0.0000 roic Coef Std.E r r t P>|t| [95%C o n f I n t e r v a l dsi -.0000643 0000175 -3.68 0.000 -.0000986 ] -.00003 dso -.0000965 00005 -1.93 0.054 -.0001948 1.75e-06 dpo -.0001797 0001029 -1.75 0.081 -.0003818 000022 caclr -.0008385 0037879 -0.22 0.825 -.0082788 006601 catar 1003745 0419833 2.39 0.017 0179098 182839 cltar 2154913 0602059 3.58 0.000 0972333 333749 dtar -.1958327 0562836 -3.48 0.001 -.3063863 -.085279 _cons 1250565 0320686 3.90 0.000 0620666 188046 sigma_u 07474348 3 sigma_e 06805306 rho 54675016 (fraction ofv a r i a n c e d u e to u_i)
Randomeffects u_i ~Gaussian Wal chi2(7) = 117.77 corr(u_i,X) =0(assumed) Prob >chi2 = 0.0000 roic Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval] dsi -.0000457 0000156 -2.93 0.003 -.0000763 -.0000152 dso -.0001181 0000444 -2.66 0.008 -.0002052 -.0000311 dpo -.000023 0000893 -0.26 0.797 -.000198 00015 caclr -.0011055 0033408 -0.33 0.741 -.0076534 005442 catar 0670158 0320598 2.09 0.037 0041798 129851 cltar 1650266 0512123 3.22 0.001 0646523 26540 dtar -.263991 0402699 -6.56 0.000 -.3429185 -.1850635 _cons 1926007 0219117 8.79 0.000 1496546 235546 sigma_ 8 usi g m a _ e
S.E dsi -.0000643 -.0000457 -.0000186 7.90e-06 dso -.0000965 -.0001181 0000216 000023 dpo -.0001797 -.000023 -.0001566 0000512 caclr -.0008385 -.0011055 000267 0017852 catar 1003745 0670158 0333587 0271066 cltar 2154913 1650266 0504647 0316552 dtar -.1958327 -.263991 0681583 0393215 b=consistentunderHoandHa;obtainedfromxtregB =inc onsistentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg
Variable VIF 1/VIF cltar 7.37 0.135665 dtar 4.83 0.206966 catar 2.82 0.354972 caclr 2.40 0.415970 dso 1.90 0.526066 dpo 1.78 0.561906 dsi 1.45 0.687644
Variable VIF 1/VIF cltar 7.25 0.13795 dtar 4.50 0.22213 catar 2.81 0.35561 caclr 2.40 0.41652 ccc 1.09 0.91464
x t s e r i a l tobinqd s i dsod po c ac l r catar c l t ar dtar
x t s e r i a l roac c c c ac l rc at arc l t ar d t a r
x t s e r i a l roicdsi dsodpoc ac lr catar cl tar dtar
H0:si gm a( i) ^2 = si g m a ^ 2 f or a l l i chi2( 1 1 3 ) = 33242.44
