Mối Quan Hệ Giữa Quản Trị Vốn Luân Chuyển Và Khả Năng Sinh Lợi

GIỚI THIỆU

Lý do chọn đề tài nghiên cứu

Tài sản trong công ty được chia thành hai loại chính: tài sản dài hạn và tài sản ngắn hạn Tài sản dài hạn chủ yếu là tài sản cố định như đất đai, nhà cửa và máy móc thiết bị, thể hiện một phần vốn của công ty bị ràng buộc lâu dài Những tài sản này được gọi là vốn cố định, đóng vai trò quan trọng trong việc tạo ra năng lực sản xuất Hình thức của các tài sản này thường không thay đổi trong quá trình hoạt động kinh doanh bình thường.

Tài sản ngắn hạn bao gồm nguyên vật liệu, sản phẩm dở dang, thành phẩm, phải thu thương mại, tiền mặt và tiền gửi ngân hàng, được mua sắm nhằm mục đích sản xuất và bán Những tài sản này chuyển hóa từ nguyên vật liệu thô thành bán thành phẩm, rồi thành phẩm và cuối cùng được bán cho khách hàng Tài sản dài hạn hỗ trợ quá trình sản xuất, trong khi tài sản ngắn hạn là công cụ phục vụ hoạt động hàng ngày của doanh nghiệp Chúng là vốn luân chuyển, thể hiện nguồn vốn ngắn hạn của doanh nghiệp, và đối với công ty sản xuất, tài sản ngắn hạn thường chiếm trên một nửa tổng tài sản, trong khi ở công ty thương mại, tỷ lệ này còn cao hơn.

Quản trị vốn luân chuyển là quá trình quản lý hiệu quả các tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn, nhằm duy trì chúng ở mức độ hợp lý và đảm bảo nguồn tài trợ phù hợp cho vốn luân chuyển Mục tiêu cơ bản của quản trị vốn luân chuyển là tối ưu hóa việc sử dụng tài sản và nợ ngắn hạn để nâng cao hiệu quả tài chính.

Do đó, quản trị vốn luân chuyển đóng một vai trò quan trọng trong việc làm tăng khả năng sinh lợi của công ty

Quản trị vốn luân chuyển hiệu quả là yếu tố then chốt trong chiến lược của công ty nhằm gia tăng giá trị cho cổ đông Vốn luân chuyển phản ánh khoảng thời gian giữa chi phí mua nguyên vật liệu và thu tiền từ bán thành phẩm, ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng sinh lợi Mục tiêu tối thượng của doanh nghiệp là tối đa hóa lợi nhuận, nhưng đồng thời cũng cần duy trì tính thanh khoản Việc tăng lợi nhuận không nên ảnh hưởng tiêu cực đến tính thanh khoản, do đó, chiến lược của công ty cần cân bằng giữa hai mục tiêu này Cả lợi nhuận và tính thanh khoản đều quan trọng; bỏ qua lợi nhuận có thể dẫn đến sự tồn tại ngắn hạn, trong khi không chú trọng đến tính thanh khoản có thể gây ra nguy cơ phá sản Do đó, quản trị vốn luân chuyển cần được xem xét một cách độc lập và có tác động lớn đến khả năng sinh lợi của công ty.

Quản trị vốn luân chuyển là quá trình lập kế hoạch và kiểm soát tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn nhằm loại bỏ rủi ro và tránh đầu tư quá mức vào các tài sản này Các công ty có thể giảm thiểu rủi ro và tăng khả năng sinh lợi khi hiểu rõ vai trò và xác định mức vốn luân chuyển Mục tiêu chính là duy trì mức tối ưu của các thành phần như tiền, khoản phải thu, hàng tồn kho và nợ phải trả, nhằm cân bằng giữa rủi ro và hiệu quả Một thước đo quan trọng là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, khoảng thời gian từ khi công ty đầu tư vào nguyên vật liệu đến khi thu hồi tiền từ bán hàng Theo Deloof (2003), khả năng sinh lợi có thể giảm nếu chi phí đầu tư vào vốn luân chuyển vượt quá lợi ích từ việc nắm giữ hàng tồn kho Quản trị vốn luân chuyển đóng vai trò then chốt trong thành công của công ty, ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng sinh lợi và giá trị cổ đông, đặc biệt trong thị trường mới nổi như Việt Nam.

Quản trị vốn luân chuyển đóng vai trò quan trọng trong khả năng sinh lời của doanh nghiệp, và việc thiếu hiểu biết về nó có thể dẫn đến những quyết định sai lầm, làm giảm lợi nhuận Các nhà quản lý cần nắm rõ từng thành phần của vốn luân chuyển và tác động của chúng đến khả năng sinh lợi để xây dựng các chính sách phù hợp Do đó, việc đặt ra các câu hỏi nghiên cứu là cần thiết để hiểu rõ hơn về vấn đề này.

▪ Có tồn tại mối quan hệ giữa hiệu quả quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty cổ phần ở Việt Nam hay không?

▪ Mức độ của mối quan hệ này là như thế nào?

Bài nghiên cứu này nhấn mạnh tầm quan trọng của vốn luân chuyển và thực hiện phân tích để xác định mối quan hệ giữa hiệu quả quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của công ty Mục tiêu là giúp các doanh nghiệp Việt Nam có cái nhìn đúng đắn hơn về quản trị vốn luân chuyển, từ đó đề ra các chiến lược quản trị hiệu quả cho đầu tư và tài trợ vốn luân chuyển.

Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của 305 công ty cổ phần niêm yết tại HOSE và HNX trong giai đoạn 2006-2012 Nghiên cứu tập trung vào các thành phần của vốn luân chuyển như kỳ thu tiền bình quân, thời gian chuyển đổi hàng tồn kho trung bình, kỳ thanh toán bình quân và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Mục tiêu là đề xuất giải pháp quản trị vốn luân chuyển nhằm nâng cao khả năng sinh lợi cho các công ty cổ phần tại Việt Nam.

Do đó, mục tiêu nghiên cứu là mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty tại Việt Nam.

TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Quản trị vốn luân chuyển đã được nghiên cứu và áp dụng trong nhiều bối cảnh kinh tế khác nhau Đây là một yếu tố quan trọng trong quản lý tài chính của doanh nghiệp, ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng sinh lời Quản trị vốn luân chuyển được hiểu là việc quản lý tài sản ngắn hạn, nợ ngắn hạn và tài trợ cho các tài sản này.

Các nhà nghiên cứu đã tiếp cận quản trị vốn luân chuyển theo nhiều cách khác nhau, với một số nghiên cứu tập trung vào quản lý hàng tồn kho, trong khi những nghiên cứu khác lại xem xét quản lý các khoản phải thu cố định để tối ưu hóa khả năng sinh lợi Theo Deloof (2009), quản trị vốn luân chuyển có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lợi của công ty, cho thấy rằng có một mức quản trị nhất định sẽ tối đa hóa lợi nhuận Việc quản lý vốn luân chuyển đóng vai trò quan trọng trong việc tạo ra giá trị cho cổ đông, và các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng nó có tác động đáng kể đến khả năng sinh lợi và tính thanh khoản ở nhiều quốc gia khác nhau.

Tác giả Long và cộng sự (1993) đã phát triển mô hình tín dụng thương mại, cho phép các công ty uy tín mở rộng tín dụng nhờ vào thông tin bất cân xứng Mô hình này cho phép người mua kiểm tra chất lượng sản phẩm trước khi thực hiện thanh toán, đảm bảo tính minh bạch trong giao dịch Nghiên cứu của họ bao gồm tất cả các công ty trong ngành công nghiệp (SIC).

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ Compustat trong giai đoạn ba năm kết thúc vào năm 1987 và áp dụng phân tích hồi quy để định nghĩa chính sách tín dụng thương mại Họ đo lường khoảng thời gian trung bình các khoản phải thu bằng cách tính toán số ngày bán hàng của mỗi công ty, tức là các khoản phải thu trên mỗi đô la doanh số bán hàng hàng ngày Để giảm biến thiên, họ tính trung bình số ngày bán hàng và các biến khác trong ba năm Kết quả cho thấy rằng các nhà sản xuất có thể gia tăng chi phí tiềm ẩn của việc mở rộng tín dụng thương mại thông qua việc tài trợ cho các khoản phải thu bằng các khoản phải trả và vay ngắn hạn.

Mục tiêu quản trị vốn luân chuyển là cân bằng giữa tính thanh khoản và khả năng sinh lợi của công ty, như được nhấn mạnh bởi Smith và Begemann (1997) Việc tối đa hóa lợi nhuận có thể đe dọa tính thanh khoản, trong khi theo đuổi tính thanh khoản lại có thể làm giảm khả năng sinh lợi Bài viết này đánh giá mối quan hệ giữa các thước đo vốn luân chuyển và tỷ suất thu nhập trên vốn đầu tư (ROI) trong các công ty cổ phần niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Johannesburg (JSE) Kết quả cho thấy không có sự khác biệt đáng kể giữa các năm đối với các biến độc lập, và phân tích hồi quy cho thấy tổng nợ ngắn hạn chia nguồn vốn là yếu tố chính ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư (ROI).

Nghiên cứu của Shin và Soenen (1998) tập trung vào mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng tạo ra giá trị cho cổ đông, với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) là tiêu chuẩn đo lường chính CCC phản ánh thời gian giữa chi tiền và thu hồi tiền mặt, được tính toán dựa trên thời gian chuyển đổi hàng tồn kho và các khoản phải thu, trừ đi thời gian chuyển đổi các khoản phải trả Trong nghiên cứu, họ sử dụng chu kỳ giao dịch thực (net-trade cycle) tương đương với CCC, tính theo tỷ lệ phần trăm doanh thu, để đại diện cho nhu cầu vốn lưu động bổ sung trong mô hình dự báo tăng trưởng doanh thu Họ đã áp dụng phân tích tương quan và hồi quy để kiểm tra mối quan hệ này theo ngành công nghiệp và quy mô vốn.

Nghiên cứu từ 58.985 công ty trong giai đoạn 1975-1994 cho thấy có mối quan hệ tương quan nghịch mạnh giữa chiều dài chu kỳ giao dịch thực và khả năng sinh lợi của công ty Kết quả này chỉ ra rằng một trong những cách để gia tăng giá trị cổ đông là rút ngắn chu kỳ giao dịch thực của doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Deloof (2003) về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi doanh nghiệp trên 1.009 công ty phi tài chính lớn tại Bỉ trong giai đoạn 1992-1996 cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Tác giả đo lường khả năng sinh lợi qua chỉ tiêu thu nhập gộp từ hoạt động kinh doanh và phát hiện rằng việc giảm kỳ thu tiền và thời gian chuyển đổi hàng tồn kho có thể nâng cao khả năng sinh lợi Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các công ty lớn ngày càng chú trọng đến quản lý tiền, trong khi mối quan hệ nghịch chiều giữa kỳ trả tiền và khả năng sinh lợi cho thấy các công ty ít lợi nhuận thường trì hoãn thanh toán hóa đơn.

Nghiên cứu của Ghosh và Maji (2003) đã phân tích hiệu quả quản trị vốn luân chuyển của các công ty xi măng tại Ấn Độ trong giai đoạn từ 1992-1993 đến 2001.

Năm 2002, nhóm tác giả đã phát triển ba chỉ số - chỉ số hiệu suất, chỉ số sử dụng và chỉ số hiệu quả tổng thể - để đo lường hiệu quả quản trị vốn luân chuyển, thay vì sử dụng các tỷ số thông thường Họ áp dụng phân tích hồi quy và định mức ngành công nghiệp như tiêu chuẩn hiệu quả mục tiêu cho các công ty cụ thể, từ đó kiểm tra tốc độ đạt được mức hiệu quả mục tiêu trong giai đoạn nghiên cứu Kết quả cho thấy một số doanh nghiệp trong mẫu đã cải thiện hiệu suất thành công trong những năm qua.

Nghiên cứu của Eljelly (2004) đã chỉ ra mối quan hệ nghịch chiều giữa khả năng sinh lợi và tính thanh khoản của các công ty cổ phần ở Ả Rập Saudi, với tính thanh khoản được đo lường bằng tỷ số thanh toán hiện hành và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Sử dụng phân tích tương quan và hồi quy, Eljelly phát hiện rằng mối quan hệ này rõ ràng hơn ở các công ty có tỷ số thanh toán hiện hành cao và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dài Đặc biệt, ở cấp độ ngành công nghiệp, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt được xem là thước đo chính xác hơn về tác động của tính thanh khoản lên khả năng sinh lợi so với tỷ số thanh toán hiện hành Ngoài ra, biến quy mô công ty cũng có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận trong từng ngành.

Nghiên cứu của Lazaridis và Tryfonidis (2006) đã xác định mối liên hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán Athens, dựa trên mẫu 131 công ty trong giai đoạn 2001-2004 Qua phân tích tương quan và hồi quy, họ phát hiện có sự liên kết thống kê giữa khả năng sinh lợi, được đánh giá qua lợi nhuận gộp, và chu kỳ chuyển đổi thành tiền mặt Nghiên cứu chỉ ra rằng các nhà quản lý có thể gia tăng giá trị cho cổ đông bằng cách quản lý hiệu quả chu kỳ chuyển đổi thành tiền mặt cùng các yếu tố như khoản phải thu, khoản phải trả và hàng tồn kho.

Nghiên cứu của Raheman và Nasr (2007) trên 94 công ty Pakistan niêm yết tại Sở Giao dịch Chứng khoán Karachi trong giai đoạn 1999-2004 cho thấy chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dài sẽ làm giảm khả năng sinh lợi của công ty Các nhà quản lý có thể tạo ra giá trị cho cổ đông bằng cách tối thiểu hóa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng quy mô công ty, được đo bằng logarit tự nhiên của doanh số bán hàng, có mối quan hệ tích cực với khả năng sinh lợi, trong khi đó, việc sử dụng nợ lại có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi của công ty.

Nghiên cứu của Teruel và Solano (2007) trên 8.872 doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Tây Ban Nha từ năm 1996 đến 2002 cho thấy rằng quản trị vốn luân chuyển có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi Kết quả cho thấy các nhà quản lý có thể gia tăng giá trị doanh nghiệp bằng cách giảm thời gian chuyển đổi hàng tồn kho và kỳ thu tiền bình quân, đồng thời rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cũng góp phần cải thiện khả năng sinh lợi của công ty.

Nghiên cứu của tác giả Chakraborty (2008) về mối quan hệ giữa vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của 25 công ty dược phẩm tại Ấn Độ trong giai đoạn 1996-2008 đã chỉ ra hai quan điểm trái ngược Theo trường phái thứ nhất, vốn luân chuyển không cải thiện khả năng sinh lợi và có mối quan hệ nghịch chiều với nó Ngược lại, trường phái thứ hai khẳng định rằng đầu tư vào vốn luân chuyển là yếu tố quan trọng để nâng cao khả năng sinh lợi của công ty, nhấn mạnh rằng nếu không tối thiểu hóa vốn luân chuyển, sản lượng và doanh thu sẽ không thể duy trì.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu

Dữ liệu cho nghiên cứu này được thu thập từ báo cáo tài chính của các công ty cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, bao gồm nhiều lĩnh vực khác nhau trong nền kinh tế Thời gian nghiên cứu diễn ra trong 7 năm, từ năm 2006 đến 2012.

Do tính chất riêng biệt của từng ngành, các công ty trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng, bảo hiểm, cho thuê và các dịch vụ khác không được đưa vào mẫu điều tra Các công ty được chọn phải hoạt động liên tục trong giai đoạn nghiên cứu và có đầy đủ thông tin về kỳ thu tiền bình quân, thời gian chuyển đổi hàng tồn kho trung bình và kỳ trả tiền bình quân Vì vậy, những công ty thiếu thông tin hoặc có số liệu không đại diện cho tổng thể cũng sẽ bị loại trừ khỏi mẫu.

Trong nghiên cứu về các công ty niêm yết tại Việt Nam, tác giả đã loại bỏ 346 trong số 651 công ty trên hai sở giao dịch chứng khoán là thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội Kết quả cuối cùng của mẫu nghiên cứu bao gồm 305 công ty, trong đó có 152 công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và 153 công ty trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE).

Các mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu này áp dụng mô hình phân tích hồi quy bội nhằm xác định mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

GOP it = β0 +∑ β i X it + ε Trong đó:

GOP it : Khả năng sinh lợi của công ty i tại thời điểm t, i=1,2,3, ,305 β0: Hệ số góc của phương trình βi: Hệ số hồi quy của biến Xit

X it : Các biến độc lập khác nhau của vốn luân chuyển của công ty i tại thời điểm t t: thời gian: 1, 2, 3, , 7 năm

Bài nghiên cứu áp dụng mô hình hồi quy bội với các biến điều khiển LnS, FD, FA và các biến độc lập AR, AP, INV, CCC để phân tích tác động của các thành phần trong vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của công ty Mô hình tổng quát sẽ được phát triển thành các phương trình cụ thể dựa trên các giả thuyết nghiên cứu.

Mô hình 1: Mô hình phân tích mối quan hệ giữa kỳ thu tiền bình quân và khả năng sinh lợi của Công ty:

GOP it = β0 + β1(AR it )+ β2(FD it )+ β3 (LnS it )+β4(FA it )+ ε

Mô hình 2: Mô hình phân tích mối quan hệ giữa kỳ trả tiền bình quân và khả năng sinh lợi của Công ty:

GOP it = β0 + β1(AP it )+ β2(FD it )+ β3 (LnS it )+β4(FA it )+ ε

Mô hình 3: Mô hình phân tích mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và khả năng sinh lợi của Công ty:

GOP it = β0 + β1(INV it )+ β2(FD it )+ β3 (LnS it )+β4(FA it )+ ε

Mô hình 4: Mô hình phân tích mối quan hệ giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và khả năng sinh lợi của Công ty:

GOP it = β0 + β1(CCC it )+ β2(FD it )+ β3 (LnS it )+β4(FA it )+ ε Trong đó:

GOP: tỷ lệ lãi gộp/tài sản hoạt động kinh doanh (Gross Operating Profit) AR: Kỳ thu tiền bình quân

INV: Chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho

AP: Kỳ trả tiền bình quân

CCC: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt

LnS: Quy mô công ty

FA: tài sản tài chính/tổng tài sản ε: Sai số.

Các biến trong mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu này phân tích tác động của quản trị vốn luân chuyển lên khả năng sinh lợi của Công ty, dựa trên các biến được xác định bởi Amarjit Gill, Nahum Biger và Neil Mathur Các biến nghiên cứu bao gồm biến phụ thuộc, các biến độc lập và một số biến điều khiển nhằm làm rõ mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty.

Tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh là một chỉ số quan trọng để đánh giá khả năng sinh lợi của công ty Chỉ số này được tính bằng cách lấy doanh số bán hàng trừ đi giá vốn hàng hóa, sau đó chia cho tổng tài sản trừ đi tài sản tài chính.

Theo Deloof (2003), tài sản tài chính chủ yếu là cổ phần trong các công ty trực thuộc, đóng vai trò quan trọng trong hoạt động của công ty nắm giữ Khi tài sản tài chính chiếm tỷ trọng lớn trong tổng tài sản, hoạt động kinh doanh có thể ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận trên tổng tài sản Do đó, lãi ròng trên tài sản không phải là thước đo chính xác cho khả năng sinh lợi Tác giả chọn biến này để kết hợp với các tỷ số hoạt động khác, như chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, nhằm phản ánh chính xác hơn sự “thành công” hay “thất bại” của hoạt động kinh doanh Đồng thời, tác giả loại trừ sự ảnh hưởng của các hoạt động tài chính bằng cách trừ tài sản tài chính khỏi tổng tài sản.

Kỳ thu tiền bình quân là chỉ số quan trọng phản ánh chính sách thu tiền của công ty, được tính bằng công thức các khoản phải thu x 365 chia cho doanh số bán hàng Mức kỳ thu tiền bình quân ảnh hưởng đến hiệu quả sử dụng vốn; nếu thấp, vòng quay khoản phải thu kém, dẫn đến vốn bị chiếm dụng nhiều Ngược lại, nếu kỳ thu tiền bình quân quá cao, sức cạnh tranh giảm, ảnh hưởng tiêu cực đến doanh thu Nghiên cứu này dự đoán rằng kỳ thu tiền bình quân có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh, cho thấy tầm quan trọng của việc quản lý hiệu quả dòng tiền.

Thời gian chuyển đổi hàng tồn kho là một chỉ số quan trọng phản ánh chính sách quản trị hàng tồn kho của công ty, được tính bằng công thức: hàng tồn kho x 365/chi phí hàng hóa bán ra Chỉ số này phụ thuộc vào đặc điểm kinh doanh của mỗi công ty và cho phép đánh giá khả năng chuyển đổi hàng tồn kho thành tiền một cách nhanh chóng Tốc độ luân chuyển hàng tồn kho chậm có thể dẫn đến tình trạng vốn bị chôn quá nhiều trong hàng tồn kho, gây ra chi phí lưu kho cao và làm mất cơ hội đầu tư vào các phương án kinh doanh khác.

Trong nghiên cứu này, tác giả mong muốn chứng minh rằng thời gian chuyển đổi hàng tồn kho có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh, một biến phụ thuộc quan trọng để đo lường khả năng sinh lợi của công ty.

Kỳ trả tiền bình quân, đại diện cho chính sách thanh toán, là một biến độc lập quan trọng, được tính bằng khoản phải trả x 365 chia cho chi phí hàng hóa bán ra Nghiên cứu trước đây đã chỉ ra hai kết quả trái ngược về mối quan hệ giữa kỳ trả tiền bình quân và khả năng sinh lợi Một số nghiên cứu như của Mathuva (2009) và Biger & Mathur (2010) cho thấy mối tương quan dương, trong khi các nghiên cứu khác như của Falope & Ajilore (2009) lại phát hiện mối tương quan âm Việc kéo dài thời gian thanh toán cho nhà cung cấp có thể dẫn đến chi phí tiềm ẩn cao, bao gồm việc bỏ lỡ các khoản chiết khấu và giảm uy tín công ty, từ đó ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lợi Do đó, tác giả kỳ vọng rằng kỳ trả tiền bình quân sẽ có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh.

Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt là một chỉ số quan trọng trong quản trị vốn luân chuyển, giúp đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp Nó được tính bằng tổng của kỳ thu tiền bình quân và thời gian chuyển đổi hàng tồn kho.

Chu kỳ trả tiền bình quân là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến khả năng quản lý vốn lưu động của doanh nghiệp Khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cao, doanh nghiệp sẽ gặp khó khăn trong việc duy trì dòng tiền cho hoạt động sản xuất và đầu tư Thời gian chuyển đổi tiền mặt được tính từ khi chi trả nguyên liệu thô đến khi nhận tiền từ bán hàng; chu kỳ ngắn cho thấy khả năng quản lý tốt, trong khi chu kỳ dài đồng nghĩa với việc doanh nghiệp phải đầu tư thêm vốn trong khi chờ khách hàng thanh toán Sự kéo dài trong quá trình sản xuất làm tăng nhu cầu về vốn, dẫn đến mất cơ hội đầu tư vào các lĩnh vực khác có lợi nhuận cao hơn Nghiên cứu này nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của các công ty tại Việt Nam, thông qua việc phân tích ảnh hưởng của kỳ chuyển đổi tiền mặt và các thành phần liên quan đến lợi nhuận qua bốn mô hình hồi quy.

H 01 : Không có mối quan hệ giữa hiệu quả quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty ở Việt Nam

Có mối quan hệ đồng biến giữa hiệu quả quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty tại Việt Nam; tức là, khi các công ty quản trị vốn luân chuyển hiệu quả hơn, khả năng sinh lợi của họ cũng tăng lên, và ngược lại.

Bài nghiên cứu sử dụng logarit của doanh số bán hàng làm biến điều khiển để đo lường quy mô công ty, với giả thuyết rằng quy mô lớn hơn sẽ dẫn đến doanh thu và lợi nhuận cao hơn Tác giả kỳ vọng rằng việc tăng quy mô công ty sẽ cải thiện khả năng sinh lợi, do đó đưa ra giả thuyết nghiên cứu thứ hai để phân tích mối quan hệ giữa quy mô công ty và khả năng sinh lợi.

H 02 : Không có mối quan hệ giữa quy mô công ty và khả năng sinh lợi của công ty

Có một mối quan hệ đồng biến giữa quy mô và khả năng sinh lợi của công ty, cho thấy rằng các công ty lớn thường có khả năng giảm thiểu mức độ thâm hụt tiền mặt hiệu quả hơn.

Tỷ lệ nợ, được tính bằng cách chia tổng số nợ cho tổng tài sản, là đại diện cho đòn bẩy tài chính và có thể là biến điều khiển trong các hồi quy Việc sử dụng đòn bẩy tài chính có thể gia tăng giá trị công ty nhờ vào lợi ích từ tấm chắn thuế, nhưng cũng đồng thời tạo ra áp lực do nghĩa vụ chi trả lãi vay và nợ gốc Ở Việt Nam, rủi ro từ việc sử dụng nợ như rủi ro vỡ nợ và rủi ro kiệt quệ tài chính là rất lớn, do đó, tác giả kỳ vọng sẽ tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa việc sử dụng nợ và khả năng sinh lợi của công ty Nghiên cứu này sẽ kiểm tra giả thuyết về mối quan hệ giữa nợ và khả năng sinh lợi của các công ty tại Việt Nam.

H 03 : Không có mối quan hệ giữa việc sử dụng nợ và khả năng sinh lợi của các công ty ở Việt Nam

Có mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ lệ sử dụng nợ và khả năng sinh lợi của công ty; cụ thể, các công ty có mức vay nợ cao thường có khả năng sinh lợi thấp hơn.

Bảng 3.1 tổng hợp các biến, phương pháp tính toán và kỳ vọng tác động của các biến đến khả năng sinh lợi của công ty.

Bảng 3.1: Ký hiệu và định nghĩa các biến và dự báo kỳ vọng ảnh hưởng

Ký hiệu biến Cách tính các biến Kỳ vọng dấu

AR Các khoản phải thu x365/ doanh số bán hàng -

AP Khoản phải trả x 365/ chi phí của hàng hóa bán ra - INV Hàng tồn kho x 365/ chi phí của hàng hóa bán ra -

CCC Kỳ thu tiền bình quân + Thời gian chuyển đổi hàng tồn kho - Kỳ trả tiền bình quân -

LnS Logarit của doanh số bán hàng, tính cho giai đoạn một năm +

FD Các khoản nợ ngắn hạn + Nợ vay dài hạn chia cho tổng tài sản -

FA Tài sản tài chính chia cho tổng tài sản -

Trong đó, các ký hiệu được diễn tả thành tên biến như sau:

AR: Kỳ thu tiền bình quân

AP: Kỳ trả tiền bình quân

INV: Thời gian chuyển đổi hàng tồn kho

CCC: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt

LnS: Quy mô của công ty

FA:Tỷ lệ của tài sản tài chính trong tổng tài sản.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Trong chương này, tác giả trình bày kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview 6.0, bao gồm thống kê mô tả, phân tích tương quan và hồi quy, cùng với các kiểm định liên quan đến mô hình hồi quy.

Phân tích thống kê mô tả cho thấy các đặc điểm của mẫu nghiên cứu, bao gồm giá trị trung bình, trung vị và độ lệch chuẩn của các biến trong mô hình Bảng 4.1 trình bày số liệu thống kê mô tả cho 305 công ty phi tài chính trong giai đoạn từ 2006 đến 2012, với tổng số 2135 quan sát.

Bảng 4.1:Bảng mô tả thống kê dữ liệu 305 công ty cổ phần tại Việt Nam giai đoạn 2006–2012:

Biến Cỡ mẫu Giá trị trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn

Giá trị trung bình của tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh (GOP) là 21,36% với độ lệch chuẩn 15,06%, cho thấy tỷ lệ này có thể dao động trong khoảng ±15,06% so với giá trị trung bình Trong năm, tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh của công ty đạt giá trị cao nhất là 152,30% và thấp nhất là -40,89%.

Theo bảng mô tả thống kê, kỳ thu tiền khách hàng (AR) có giá trị trung bình là 62 ngày, với trung vị là 42 ngày và độ lệch chuẩn là 74 ngày Điều này cho thấy các công ty thường cho khách hàng thời gian trả nợ trung bình khoảng gần hai tháng.

Trong khi đó thời gian công ty trả tiền nợ cho nhà cung cấp trung bình là 45 ngày Trung vị 30 ngày, với độ lệch chuẩn 59 ngày

Hàng tồn kho tại Việt Nam có thời gian bán trung bình 95 ngày, với trung vị là 72 ngày và độ lệch chuẩn 101 ngày, cho thấy thời gian tồn kho khá dài Để giảm chi phí và đáp ứng nhu cầu khách hàng, các công ty Việt Nam cần xây dựng một chiến lược tồn kho hợp lý.

Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có giá trị trung bình khoảng 112 ngày, trung vị

Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt là khoảng thời gian từ khi doanh nghiệp chi tiền mua nguyên vật liệu đến khi thu được tiền từ bán hàng Với độ lệch chuẩn là 129 ngày, chu kỳ này cho thấy các công ty có thời gian quay vòng vốn khá dài Một chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dương cho thấy doanh nghiệp cần thời gian đáng kể để thu hồi vốn.

Tất cả các biến độc lập đều có độ lệch chuẩn lớn, cho thấy mức độ ổn định của số liệu thống kê quanh giá trị trung bình thấp Mẫu nghiên cứu được chọn ngẫu nhiên từ các công ty sản xuất thuộc nhiều lĩnh vực khác nhau, và sự khác biệt trong chính sách quản trị các thành phần vốn luân chuyển giữa các ngành sản xuất có thể là nguyên nhân dẫn đến sự dao động này trong số liệu thống kê.

Logarit tự nhiên của doanh số bán hàng là chỉ số quan trọng để đo lường quy mô công ty, được sử dụng làm biến điều khiển Theo bảng 2, giá trị trung bình của logarit doanh số bán hàng đạt 11,54 triệu với độ lệch chuẩn là 0,6319 triệu Giá trị tối đa ghi nhận được của logarit doanh thu trong một năm là 13,83 triệu, trong khi giá trị tối thiểu là 9,47 triệu.

Tỷ lệ nợ là chỉ số quan trọng để đánh giá mối quan hệ giữa nợ vay và khả năng sinh lợi, đồng thời cũng được sử dụng như một biến điều khiển Theo thống kê mô tả, tỷ lệ nợ trung bình đạt 50,18% với độ lệch chuẩn 22,27% Đáng lưu ý, tỷ lệ nợ vay tối đa của một công ty lên tới 94,43% là bất thường, cho thấy sự quá tải nợ so với tổng tài sản Ngược lại, tỷ lệ nợ tối thiểu chỉ 0,3% cho thấy một số công ty chỉ sử dụng một khoản nợ nhỏ trong hoạt động của mình.

Tỷ lệ tài sản tài chính trên tổng tài sản được sử dụng làm biến điều khiển, với giá trị trung bình đạt 5,78% và độ lệch chuẩn là 9,11% Giá trị tối đa của tỷ lệ này là 63,96%, trong khi giá trị tối thiểu là 0%.

4.2 Kết quả phân tích tương quan

Tác giả áp dụng ma trận tương quan để phân tích mối quan hệ giữa các biến, thông qua việc thiết lập ma trận hệ số tương quan và xem xét các hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập và biến kiểm soát Mục tiêu là xác định các cặp biến có hệ số tương quan cao Ma trận tương quan cho các biến trong mô hình được trình bày trong Bảng 4.2.

Kết quả phân tích cho thấy mối quan hệ giữa kỳ thu tiền bình quân và tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh là âm, với hệ số tương quan là -0,328728 và p-value = 0,0000 Điều này cho thấy rằng khi kỳ thu tiền của khách hàng tăng, khả năng sinh lợi của công ty sẽ giảm, và kết quả này có ý nghĩa thống kê mạnh mẽ.

Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến

Covariance Analysis: Spearman rank-order

Correlation GOP AR AP INV CCC LNS FD FA

FA -0,030446 0,080018 0,004820 -0,080364 -0,016555 0,159721 -0,110466 1,000000 t-Statistic GOP AR AP INV CCC LNS FD FA

Probability GOP AR AP INV CCC LNS FD FA

Kỳ trả tiền bình quân và tỷ lệ lãi gộp/tài sản hoạt động kinh doanh có mối tương quan âm với hệ số tương quan là -0,327220 và p-value là 0,0000 Điều này cho thấy rằng khi công ty trì hoãn thanh toán cho nhà cung cấp, khả năng sinh lợi của công ty sẽ bị giảm, với p-value nhỏ cho thấy kết quả này có ý nghĩa thống kê cao.

Mối quan hệ âm giữa kỳ trả tiền bình quân và khả năng sinh lợi cho thấy rằng lợi nhuận của doanh nghiệp sẽ giảm nếu kéo dài thời gian thanh toán hóa đơn Cụ thể, việc trì hoãn thanh toán cho người bán dẫn đến giảm lợi nhuận, trong khi việc đẩy nhanh thanh toán cho nhà cung cấp có thể tăng lợi nhuận nhờ vào việc nhận được chiết khấu cho các khoản thanh toán đúng hạn hoặc trước hạn.

Kết quả nghiên cứu cho thấy mối tương quan giữa kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và tỷ lệ lãi gộp/tài sản hoạt động kinh doanh có hệ số tương quan là -0,220381 với p-value = 0,0000 Điều này chỉ ra rằng việc kéo dài thời gian chuyển đổi hàng tồn kho sẽ làm giảm khả năng sinh lợi của công ty, và với p-value rất nhỏ, kết quả này có ý nghĩa thống kê cao.

KẾT LUẬN

5.1 Kết luận của bài nghiên cứu

Nghiên cứu chỉ ra rằng có mối quan hệ chặt chẽ và có ý nghĩa thống kê giữa hiệu quả quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi của các công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Cụ thể, doanh nghiệp nào quản trị vốn luân chuyển hiệu quả sẽ có khả năng sinh lợi cao hơn Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy bác bỏ giả thiết H01 và chấp nhận giả thiết H11, xác nhận rằng quản trị vốn luân chuyển có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp Việt Nam.

Kết quả nghiên cứu xác nhận giả thuyết H12 rằng quy mô công ty có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi Cụ thể, khi quy mô công ty gia tăng, doanh thu và tỷ lệ lãi gộp trên tài sản hoạt động kinh doanh cũng tăng theo Do đó, tác giả không chấp nhận giả thuyết H02.

Tác giả chấp nhận giả thiết H13 về tài trợ nợ tài chính, cho rằng khi mức độ tài trợ bằng nợ tăng lên, khả năng sinh lợi sẽ giảm Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H03 Việc tài trợ bằng nợ đến một ngưỡng nhất định sẽ ảnh hưởng đến chi phí tài chính, từ đó tác động tiêu cực đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu củng cố những phát hiện của các tác giả như Marc Deloof (2003), Eljelly (2004), Shin và Soenan (1998), Abdul-Raheman và Mohamed Nasr (2007), Falope O.I và Ajilore O.T (2009), cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa các chỉ số quản lý vốn luân chuyển như kỳ thu tiền bình quân, số ngày chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thanh toán bình quân và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt với khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Dựa trên các phân tích cơ bản, tác giả kết luận rằng việc quản trị vốn luân chuyển hiệu quả có thể nâng cao khả năng sinh lợi của doanh nghiệp Quản trị vốn luân chuyển bao gồm quản lý tài sản ngắn hạn, nợ ngắn hạn và việc tài trợ cho các tài sản này Nếu doanh nghiệp quản lý hiệu quả tiền mặt, các khoản phải thu và hàng tồn kho, họ sẽ tối đa hóa khả năng sinh lợi của mình.

5.2 Đề xuất của tác giả

Dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất các chính sách nhằm cải thiện khả năng sinh lợi của công ty Để tăng khả năng sinh lợi, các nhà quản lý nên rút ngắn chu kỳ chuyển thành tiền mặt, bao gồm kỳ thu tiền bình quân, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và kỳ thanh toán cho nhà cung cấp Về kỳ thu tiền bình quân, việc nới lỏng tín dụng có thể tăng doanh thu nhưng cũng làm tăng rủi ro, do đó công ty cần áp dụng chính sách tín dụng chặt chẽ với thời hạn thanh toán hợp lý để duy trì dòng tiền Công ty có thể cung cấp chiết khấu cho khách hàng thanh toán sớm hoặc ký hợp đồng dài hạn Đối với kỳ thanh toán bình quân, kéo dài thời gian thanh toán có thể có lợi nhưng cần cẩn trọng để không mất chiết khấu và ảnh hưởng đến uy tín Về chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, việc quản lý tồn kho hiệu quả là rất quan trọng, vì tồn kho liên quan đến trách nhiệm của cả bộ phận sản xuất và kinh doanh Cần duy trì lượng tồn kho hợp lý để tránh thiếu hụt hàng hóa, đồng thời tinh gọn các mặt hàng có doanh thu thấp sẽ giúp cải thiện dòng tiền cho công ty.

5.3 Hạn chế của nghiên cứu

Nghiên cứu được thực hiện trên 305 công ty niêm yết tại hai sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội và TP Hồ Chí Minh, nhưng phương pháp lấy mẫu thuận tiện đã làm giảm tính đại diện của mẫu Hơn nữa, sự thiếu hụt các công ty lớn chưa niêm yết trên hai sàn này dẫn đến việc mẫu nghiên cứu không phản ánh đầy đủ tình hình kinh tế Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Nghiên cứu này chỉ chú trọng vào các yếu tố nội bộ mà chưa xem xét đến các yếu tố bên ngoài, như tình hình hoạt động của nền kinh tế và ngành công nghiệp.

Quản trị vốn luân chuyển đóng vai trò quan trọng trong việc ảnh hưởng đến chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, tuy nhiên, nghiên cứu này chỉ tập trung vào việc phân tích quản trị vốn luân chuyển và các thành phần của nó, mà không xem xét đến các đặc điểm của chu kỳ kinh doanh.

Bài nghiên cứu chưa xác định được mô hình quản trị vốn luân chuyển tối ưu, bao gồm các yếu tố như chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thu tiền khách hàng và kỳ trả tiền bình quân, để tối đa hóa khả năng sinh lợi của công ty.

5.4 Hướng nghiên cứu trong tương lai

Tác giả hy vọng rằng trong tương lai sẽ có nhiều nghiên cứu sâu hơn về quản trị vốn luân chuyển, tập trung vào các loại hình công ty khác nhau và mở rộng phạm vi thời gian của mẫu nghiên cứu.

Bài nghiên cứu có thể mở rộng phạm vi bằng cách xem xét các thành phần khác của quản trị vốn luân chuyển như quản trị tiền mặt, các khoản chứng khoán hóa thị trường, quản trị các khoản phải thu và hàng tồn kho Ngoài ra, các nghiên cứu trong tương lai nên xem xét thêm các yếu tố bên ngoài ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của công ty, chẳng hạn như mức độ hoạt động của nền kinh tế thông qua GDP và tốc độ tăng trưởng kinh tế, nhằm đưa ra những kết luận chính xác hơn.

Các nghiên cứu tiếp theo nên thu thập dữ liệu đa dạng, bao gồm cả dữ liệu sơ cấp và thứ cấp, nhằm nâng cao độ chính xác của các đánh giá nghiên cứu.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Trần Ngọc Thơ, 2007 Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản Thống kê

Alavinasab S M and Davoudi E., 2013 Studying the relationship between working capital management and profitability of listed companies in Tehran stock exchange, Business Management Dynamics, Vol 2, No 7, pp.01-08

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, Issue 36, ISSN 1450-2275

Besley, S., Meyer, R L., 1987 An empirical investigation of factors affecting the cash conversion cycle Paper Presented at the Annual Meeting of the

Financial Management Association, Las Vegas, Nevada

Blinder, Alan S and Louis, J Maccini, 1991 Measuring Bussiness Cycles: Approximate Band-Pass Filters for Economic Times Series, National Bureau of Economic Research Working paper 5022

Chakraborty, K., 2008 Working Capital and Profitability: An Empirical Analysis of Their Relationship with Reference to Selected Companies in the Indian Pharmaceutical Industry, The IUP Journal of Management Research

Deloof, M., 2003 Does working capital management affect profitability of Belgian firms? Journal of Business Finance and Accounting, Vol 30, pp 573-587

Eljelly, A (2004), Liquidity-profitability tradeoff: an empirical investigation in an emerging market International Journal of Commerce and Management, Vol

Falope, O.I., Ajilore, O.T., 2009 Working capital management and corporate profitability: evidence from panel data analysis of selected quoted companies in Nigeria,Research Journal of Business Management, Vol 3, pp 73-84

Garcia J.F.L., 2011 The Impact of Working Capital Management upon Companies Profitability Evidence from European Companies, FEP Working paper, Vol 438, pp 8-32

Ghosh, S.K., Maji, S.G., 2004 Working capital management efficiency: a study on the Indian cement industry The Institute of Costand Works Accountants of

IndiaManagement Accountant, Vol 39, No 5, pp 363-372

Gill, A., Biger, N., Mathur, N., 2010 The Relationship Between Working Capital Management And Profitability: Evidence From The United States, Business and Economics Journal, Volume 2010: BEJ-10, pp 1-9

GOŁAŚ, Z., BIENIASZ, A., và CZERWIŃSKA-KAYZER D., 2013 The relationship between working capital and profitability in food industry firms in Poland, Journal of Central European Agriculture, Vol 14(1), pp 52-63

Huỳnh Phương Đông, Jyh-tay Su, 2010 The Relationship between Working Capital Management and Profitability: A Vietnam Case International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue 49, pp.59-67

Lazaridis, I.and Tryfonidis, D., 2006 Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange

Journal of Financial Management and Analysis, Vol 19, pp 26-35

Long, M.S., Malitz, I.B., Ravid, S.A., 1993 Trade credit, quality guarantees, and product marketability.Financial Management, Vol 22, pp 117-124

Charitou, M.S., Elfani, M., Lois, P., 2010 The Effect Of Working Capital Management On Firm’s Profitability: Empirical Evidence From An Emerging Market, Journal of Business & Economics Research, Vol 8, No 12, pp 63-68

Mathuva, D., 2009 The influence of working capital management components on corporate profitability: a survey on Kenyanlisted firms Research Journal of Business Management, Vol.3, pp 1-11

Mousavi, Z và Jari, A., 2012 The Relationship between Working Capital Management and Firm Performance, Evidence from Iran, International Journal of Humanities and Social Science, Vol 2, pp 141-146

Nazir, M S and Afza,T., 2009.Impact of Aggressive Working CapitalManagement Policy on Firms’ Profitability, The IUP Journal of Applied Finance, Vol 15, No 8, pp 19-30

Ng, C.K., Smith, J.K., Smith, R.L., 1999 Evidence on the Determinants of Credit Terms Used in Interfirm Trade, The Journal of Finance, Vol 54, Issue 3, pp 1109-1129

Ngwenya, S., 2012 The Relationship Between Working Capital Management and Profitability of Companies Listed on the Johannesburg Stock Exchange, Journal of Modern Accounting and Auditing, Vol 8, No 8, pp 1204-

Raheman A., Nasr M., 2007 Working capital management and profitability – case of Pakistani firms International Review of Business Research Papers, Vol

Sarbapriya Ray, S S M., 2012 Evaluating the Impact of Working Capital Management Components on Corporate Profitability: Evidence from Indian Manufacturing Firms, International Journal of Economic Practices and Theories,

Shin H.H., Soenen L.,1998.Efficiency of working capital management and corporate profitability Financial Practice and Education, Vol 8, pp 37-45

Singh J.P và Pandey S., 2008 Impact of working Capital Management in the Profitability of Hindalco Industries Limited, Icfai University Journal of Financial Economics, Vol 6(4), pp 62-72

Smith, M B and Begemann, E., 1997 Measuring association between working capital and return on investment, South African Journal of Business Management, Vol 28, No 1, pp 1-5

Teruel, P J.G., Solano, P.M., 2007 Effects of working capital management on SME profitability International Journal of Managerial Finance, Vol.3, pp 164-

Zariyawati M.A., Annuar M.N., Taufiq H., Abdul Rahim A.S., 2009 Working capital management and corporate performance: Case of Malaysia,

Journal of Modern Accounting & Auditing, Vol 5 Issue 11, pp 47-54

1 Kết quả chạy hồi quy theo phương pháp pool OLS và kiểm định

Kết quả chạy hồi quy pool OLS các biến AR, LnS, FD, FA (mô hình 1)

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

S.E of regression 0,136102 Akaike info criterion -1,148481

Sum squared resid 39,45577 Schwarz criterion -1,135211

Log likelihood 1231,003 Hannan-Quinn criter -1,143624

Mean 2.84e-16Median -0.024102Maximum 1.362266Minimum -0.623882Std Dev 0.135975Skewness 1.636509Kurtosis 10.96677Jarque-Bera 6599.108Probability 0.000000

Kết quả chạy hồi quy pool OLS các biến AP, LnS, FD, FA (mô hình 2)

Adjusted R-squared 0,137851 S.D dependent var 0,150589 S.E of regression 0,139825 Akaike info criterion -1,094514 Sum squared resid 41,64358 Schwarz criterion -1,081244 Log likelihood 1173,393 Hannan-Quinn criter -1,089657 F-statistic 86,30248 Durbin-Watson stat 0,486059 Prob(F-statistic) 0,000000

Kết quả chạy hồi quy OLS các biến INV, LnS, FD, FA (mô hình 3)

S.E of regression 0,138924 Akaike info criterion -1,107438

Sum squared resid 41,10885 Schwarz criterion -1,094168

Log likelihood 1187,190 Hannan-Quinn criter -1,102581

Kết quả chạy hồi quy OLS các biến CCC, LnS, FD, FA (mô hình 4)

R-squared 0,171668 Mean dependent var 0,213618 Adjusted R-squared 0,170113 S.D dependent var 0,150589 S.E of regression 0,137184 Akaike info criterion -1,132652 Sum squared resid 40,08526 Schwarz criterion -1,119382 Log likelihood 1214,106 Hannan-Quinn criter -1,127796 F-statistic 110,3585 Durbin-Watson stat 0,477912 Prob(F-statistic) 0,000000

2 Kết quả kiểm định Hausman

Kết quả chạy kiểm định Hausman mô hình 1

Correlated Random Effects - Hausman Test

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq.statistic Chi-Sq d.f Prob

Cross-section random effects test comparisons:

Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob

Cross-section random effects test equation:

Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)

Adjusted R-squared 0,685737 S,D, dependent var 0,150589 S,E, of regression 0,084419 Akaike info criterion -1,972929 Sum squared resid 13,01307 Schwarz criterion -1,152853 Log likelihood 2415,102 Hannan-Quinn criter -1,672809

Test Summary Chi-Sq statistic Chi-Sq d.f Prob

Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob

Adjusted R-squared 0,689137 S,D, dependent var 0,150589 S.E of regression 0,083961 Akaike info criterion -1,983808 Sum squared resid 12,87227 Schwarz criterion -1,163732 Log likelihood 2426,715 Hannan-Quinn criter -1,683687

3 Kết quả chạy hồi quy Hồi quy theo phương pháp Fixed effect Hồi quy theo phương pháp Fixed effect các biến các biến AR, LnS, FD, FA

Method: Panel EGLS (Cross-section weights)

Linear estimation after one-step weighting matrix

R-squared 0,883050 Mean dependent var 0,340875 Adjusted R-squared 0,863323 S,D, dependent var 0,244856 S.E of regression 0,084026 Sum squared resid 12,89226 F-statistic 44,76459 Durbin-Watson stat 1,620716 Prob(F-statistic) 0,000000

R-squared 0,730470 Mean dependent var 0,213618 Sum squared resid 13,04331 Durbin-Watson stat 1,403000

Hồi quy theo phương pháp Fixed effect các biến AP, LnS, FD, FA (mô hình 2)

R-squared 0,886643 Mean dependent var 0,340999 Adjusted R-squared 0,867522 S,D, dependent var 0,256386 S.E of regression 0,084862 Sum squared resid 13,15016 F-statistic 46,37120 Durbin-Watson stat 1,580295 Prob(F-statistic) 0,000000

R-squared 0,719441 Mean dependent var 0,213618 Sum squared resid 13,57704 Durbin-Watson stat 1,387606

Hồi quy theo phương pháp Fixed effectcác biến INV, LnS, FD, FA (mô hình 3)

S.E of regression 0,085008 Sum squared resid 13,19526

Sum squared resid 13,31759 Durbin-Watson stat 1,397244

Định dạng
Số trang	72
Dung lượng	576,19 KB