Open Access 
Abstract
The study explores the relationship between working capital and profitability using data collected from the financial statements of 17 food and beverage companies listed on HOSE and HNX from 2008 to 2017. The three models used in this research are Pooled Ordinary Least Squares, Fixed Effects Model (FEM), Random Effects Model (REM). The results of the model tests show that REM is the most suitable. To enhance the reliability and efficiency of the model, we conduct robustness tests. The findings indicate the presence of heteroskedasticity in the model. Therefore, the adjusted REM with the GLS method is used to handle this issue. The results of the regression analysis reveal that when the average collection period increases, gross operating profit (GOP) decreases and return on assets (ROA) increases; the average payment period has a negative influence on ROA; cash conversion cycle has a negative influence on GOP and when the inventory period increases, ROA and GOP decrease.
Đặt vấn đề
Quản trị vốn luân chuyển là một vấn đề rất được quan tâm trong tài chính doanh nghiệp. Tác giả Napompech (2012) cho rằng quản lý vốn luân chuyển hiệu quả bao gồm việc quản lý tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn sao cho tránh rủi ro không trả được nợ hoặc hạn chế đầu tư quá nhiều vào tài sản ngắn hạn 1 . Từ đây, có thể hiểu việc quản lý vốn luân chuyển là quản lý các tài sản ngắn hạn chủ yếu của công ty, bao gồm các khoản phải thu khách hàng, khoản phải trả, hàng tồn kho và tiền mặt. Các nghiên cứu trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp chủ yếu tập trung vào các quyết định tài chính dài hạn như cấu trúc vốn, chính sách cổ tức hoặc định giá công ty. Tuy nhiên, các khoản đầu tư vào tài sản ngắn hạn lại chiếm phần lớn các khoản mục trên bảng cân đối kế toán của công ty. Do đó, quản lý vốn luân chuyển là một vấn đề rất quan trọng đối với hầu hết các công ty, đặc biệt là các công ty vừa và nhỏ vì phần lớn tài sản của các công ty này là tài sản ngắn hạn.
Trong những năm gần đây, ngành thực phẩm - đồ uống là ngành có tốc độ tăng trưởng cao, hiện chiếm khoảng 15% GDP và chiếm hơn 30% trong cơ cấu chi tiêu trung bình hàng tháng của người dân 2 . Để có thể hội nhập vào nền kinh tế thế giới và trước những thay đổi của môi trường kinh doanh, các doanh nghiệp trong nước phải chịu nhiều thách thức cũng như có nhiều áp lực cạnh tranh hơn nhất là khi các Hiệp định tự do thương mại (FTA) được ký kết. Ngoài ra, trong tổng vốn đầu tư, thông thường vốn luân chuyển chiếm tỷ trọng cao. Đây là nguồn vốn quan trọng để duy trì các hoạt động hàng ngày của doanh nghiệp. Đối với các công ty trong mẫu nghiên cứu, hầu hết các công ty đều có vốn luân chuyển chiếm hơn 50% tổng tài sản ở các năm. Một chiến lược quản trị vốn luân chuyển hiệu quả có thể làm tăng khả năng sinh lời, nâng cao sức canh tranh cho doanh nghiệp. Ngược lại, khi có những quyết đinh sai lầm trong quản trị vốn luân chuyển có thể đẩy công ty vào tình trạng phá sản. Theo Nazir và Afza (2009), việc kiểm soát rủi ro và đưa ra các quyết định tài chính liên quan đến vốn luân chuyển thực sự rất quan trọng đối với doanh nghiệp 3 . Việc đánh đổi giữa lợi nhuận và rủi ro đã gợi ra câu hỏi: Liệu rằng có khả năng tồn tại mối quan hệ giữa quản lý vốn luân chuyển và khả năng sinh lời của doanh nghiệp ngành thực phẩm – đồ uống tại Việt Nam hay không?
Chính vì thế, bài báo này nhằm xem xét lại và xác định tác động của chu kỳ luân chuyển tiền mặt, thời gian tồn kho, thời gian thu tiền bình quân và thời gian trả tiền bình quân đến khả năng sinh lời đại diện là ROA và GOP của các công ty thuộc nhóm ngành thực phẩm – đồ uống niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2017.
Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu
Cơ sở lý thuyết
Vốn luân chuyển
Napompech (2012) cho rằng vốn luân chuyển là số tiền cần thiết để duy trì các hoạt động hàng ngày của một công ty và là một khoản vốn mà công ty dùng để đầu tư vào tài sản lưu động và sử dụng một phần nợ ngắn hạn để tài trợ cho đầu tư 1 . Theo Abosede và Luqman (2014), vốn luân chuyển được xem là mạch máu của một doanh nghiệp và là số tiền cần thiết để đáp ứng cho các hoạt động kinh doanh hàng ngày 4 . Theo Brealey và cộng sự (2017), vốn luân chuyển được tính bằng cách lấy tài sản luân chuyển trừ đi nợ ngắn hạn của doanh nghiệp và tùy vào ngành nghề mà vốn luân chuyển có thể có một tỷ lệ tương đối cao trong tổng tài sản 5 .
Quản lý vốn luân chuyển thường có nghĩa là quản lý tài sản lưu động và nợ ngắn hạn 6 . Tài sản ngắn hạn (tài sản lưu động), được gọi là vốn luân chuyển, có thể coi là mạch máu của một doanh nghiệp kinh doanh. Mục tiêu của quản lý vốn luân chuyển là duy trì sự cân bằng tối ưu giữa mỗi thành phần vốn luân chuyển sao cho vốn luân chuyển được duy trì ở mức thoả đáng, nghĩa là vốn luân chuyển không nên nhiều hơn hoặc ít hơn mà nên vừa đủ 7 . Thiếu vốn luân chuyển hoặc đầu tư vào nó quá nhiều đều ảnh hưởng không tốt đến hoạt động sản xuất kinh doanh. Nếu thiếu vốn luân chuyển, sản xuất có thể bị gián đoạn, doanh nghiệp không dự trữ đủ nguyên vật liệu, sẽ dẫn đến việc giảm sản lượng, doanh thu. Ngược lại nếu đầu tư quá nhiều vào vốn luân chuyển, thì doanh nghiệp phải tốn thêm chi phí tồn kho, gây tồn động vốn luân chuyển làm giảm hiệu quả sử dụng vốn, từ đó ảnh hưởng đến hiệu quả sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Ngoài ra, việc tăng giảm các khoản nợ ngắn hạn cũng sẽ ảnh hưởng đến vốn luân chuyển ròng. Đông & Su (2010) còn cho rằng thành công của một doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào khả năng quản lý hiệu quả các khoản phải thu, hàng tồn kho và các khoản phải trả 7 . Thêm vào đó, Napompech (2012) nhấn mạnh sự đánh đổi giữa tính thanh khoản và khả năng sinh lời khi cho rằng quản lý vốn luân chuyển có thể đóng một vai trò quan trọng không chỉ trong lợi nhuận và rủi ro của một công ty mà còn về giá trị của nó 1 .
Khả năng sinh lời
Theo Hifza (2011), khả năng sinh lời là một trong những mục tiêu quan trọng nhất trong việc quản lý tài chính của bất kỳ doanh nghiệp nào vì mục tiêu của quản lý tài chính là làm cho tài sản của chủ sở hữu tăng tối đa. Khả năng sinh lời là yếu tố rất quan trọng vì một doanh nghiệp không có khả năng sinh lời thì doanh nghiệp đó không thể tồn tại được 8 . Ngược lại, một doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao có khả năng đem lại một khoản lợi tức lớn cho chủ sở hữu 8 .
Có rất nhiều chỉ số đánh giá khả năng sinh lời như tỷ số sinh lời trên tổng tài sản (ROA), tỷ số sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE), tỷ suất sinh lời trên doanh thu (ROS), tỷ số sinh lời trên vốn đầu tư (ROI), tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP), Tobin's Q hoặc lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh (NOP). Tuy nhiên, bài báo đánh giá khả năng sinh lời dựa trên góc độ quản lý, không dựa trên góc độ của cổ đông, nhà đầu tư nên tác giả sẽ sử dụng tỷ số sinh lời trên tổng tài sản (ROA) và tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP).
Các nghiên cứu thực nghiệm về quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lời
Tác động của các thành phần trong vốn luân chuyển đến khả năng sinh lời đã được nhiều nhà tác giả nghiên cứu ở nhiều quốc gia. Cụ thể, Bieniasz và Golas (2011) nghiên cứu các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm tại Ba Lan và các nước Châu Âu từ năm 2005 đến năm 2009 9 ; Napompech (2012) đã tiến hành nghiên cứu 255 công ty trong 7 ngành của Thái Lan trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2009 1 ; Seyoum và cộng sự (2016) phân tích dữ liệu của 10 công ty sản xuất thực phẩm ở Addis Ababa trong khoảng thời gian từ năm 2009 đến năm 2013 10 . Tất cả các nghiên cứu đều cho thấy rằng, kỳ thu tiền bình quân, kỳ trả tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt càng ngắn thì khả năng sinh lời càng cao. Ở Việt Nam, Đông và Su (2010) đã chứng minh kỳ thu tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt tác động âm đến GOP, kỳ trả tiền bình quân tác động dương đến GOP 7 . Hay nghiên cứu của Hiền và Nam (2015) về 27 công ty thực phẩm – đồ uống niêm yết trên TTCK Việt Nam từ năm 2009 đến năm 2013 và kết quả thu được là kỳ thu tiền bình quân, kỳ trả tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt tác động âm đến khả năng sinh lời 11 . Sau đây là bảng tóm tắt các nghiên cứu trước có liên quan ( Table 1 ).
| Tác giả | Nước | Thời gian | Mẫu | Biến phụ thuộc | Biến độc lập | Biến kiểm soát | Kết quả |
| Deloof (2003) 14 | Bỉ | 1992 – 1996 | 1009 công ty phi tài chính | GOP | AR, AP, INV, CCC | SIZE, SGROW, FDR, FATA | AR, AP, INV tác động âm đến GOP. |
| García-Teruel và Martínez-Solano (2007) 6 | Tây Ban Nha | 1996 – 2002 | 8872 công ty vừa và nhỏ | ROA | AR, AP, INV, CCC | SIZE, DEBT, SGROW, GDPGR | AR, INV, CCC tác động âm đến ROA. |
| Raheman và Nasr (2007) 12 | Pakistan | 1999 – 2004 | 94 công ty Pakistan niêm yết trên TTCK Karachi | NOP | ACP, ITID, APP, CCC, CR | SIZE, DR, FATA | ACP, CCC, ITID, APP tác động âm đến NOP. |
| Đông và Su (2010) 7 | Việt Nam | 2006 – 2008 | 130 công ty niêm yết trên TTCK | GOP | AR, AP, INV, CCC | DR, SIZE, FATA | AR, INV, CCC tác động âm đến GOP.AP tác động dương đến GOP. |
| Bieniasz và Golas (2011) 9 | Ba Lan và các nước Châu Âu | 2005 – 2009 | Các công ty ngành thực phẩm quy mô nhỏ, vừa và quy mô lớn | ROA | AR, AP, INV, CCC | Quy mô nhỏ: SIZE, CR, QR, DR, SFDR.Quy mô vừa: DR, SFDR, FATA.Quy mô lớn: CA, DR, FD, SFDR. | AR, AP, INV, CCC tác động âm đến ROA. |
| Napompech (2012) 1 | Thái Lan | 2007 – 2009 | 255 công ty niêm yết trên TTCK | GOP | CCC, INV, DSO, PAY | LnSales, FATA, DEBT | DSO, INV, CCC tác động âm đến GOP. |
| Hiền và Nam (2015) 11 | Việt Nam | 2009 - 2013 | 27 công ty thực phẩm đồ uống niêm yết trên TTCK | GOP | AR, AP, INV, CCC | LnS, FD,FFA | AR, AP, INV, CCCtác độngâm đếnGOP. |
| Seyoum, Tesfay và Kassahun (2016) 10 | Addis Ababa | 2009 – 2013 | 10 công ty sản xuất thực phẩm | ROA | ITD, ARCP, DPO, CR, QAR, CCC | FS, FGR, DR | DPO, CCC, ITD tác động âm đến ROA. |
| Nga và Toản (2017) 13 | Việt Nam | 2008 - 2016 | 20 công ty thuỷ sản niêm yết trên TTCK | ROA | AR, INV, AP, CCC | SIZE, LEV, T, GDP, INF, EX | AR, INV, AP, CCC tác động dương đến ROA. |
Từ bảng trên có thể thấy, những nghiên cứu trong và ngoài nước đều sử dụng ROA hoặc GOP làm biến phụ thuộc, đại diện cho khả năng sinh lời. Các biến độc lập chủ yếu là kỳ thu tiền bình quân, kỳ trả tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Do đó, t rong bài báo này, nghiên cứu sẽ sử dụng 2 biến là tỷ số sinh lời trên tổng tài sản (ROA) và tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) làm biến phụ thuộc; kỳ thu tiền bình quân (ACP, AR, ARCP, DSO), kỳ trả tiền bình quân (APP), thời gian hàng tồn kho (INV) và chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) làm biến độc lập và các yếu tố như: tỷ số nợ (DEBT), tỷ lệ tăng trưởng doanh thu (SGROW) và quy mô công ty (SIZE) làm biến kiểm soát.
Mô hình nghiên cứu và các giả thuyết
Mối quan hệ giữa kỳ thu tiền bình quân và khả năng sinh lời
Kỳ thu tiền bình quân ảnh hưởng khả năng của công ty đáp ứng các nghĩa vụ riêng của mình 15 . Việc phát sinh khoản phải thu khách hàng là điều không thể tránh khỏi trong hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp. Doanh nghiệp bán hàng trả chậm là một trong các biện pháp để thu hút khách hàng, tăng doanh thu cho doanh nghiệp vì nó cho phép khách hàng có nhiều thời gian hơn để kiểm tra hàng hóa từ nhà cung cấp trước khi thanh toán 16 , 17 . Khách hàng được hưởng lợi từ kỳ thu tiền bình quân dài hơn so với việc vay vốn từ tổ chức tài chính. Do đó kỳ thu tiền bình quân ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời của công ty 12 .
Các nghiên cứu trước cho thấy rằng, kỳ thu tiền bình quân có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lời như Deloof (2003), Bieniasz và Golas (2011) đối với ROA, Đông và Su (2010), Napompech (2012), Hiền và Nam (2015) đối với GOP 9 , 12 , 7 , 11 , 1 .
Mối quan hệ giữa kỳ trả tiền bình quân và khả năng sinh lời
Nghiên cứu của Deloof (2003) cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ trả tiền bình quân và khả năng sinh lời và cho rằng khả năng sinh lời có ảnh hưởng đến chính sách khoản phải trả khi một công ty có ít lợi nhuận hơn thì mất nhiều thời gian hơn để thanh toán 12 . Còn theo Đông và Su (2010), các công ty có nhiều lợi nhuận hơn có kỳ trả tiền bình quân dài hơn 7 . Ngoài ra, các nghiên cứu của Bieniasz và Golas (2011), Seyoum và cộng sự (2016), đối với ROA, Deloof (2003), Hiền và Nam (2015) đối với GOP, cũng có kết quả kỳ trả tiền bình quân có tác động âm tới khả năng sinh lời 9 , 12 , 11 , 10 .
Mối quan hệ giữa thời gian hàng tồn kho và khả năng sinh lời
Petersen và Rajan (1997) cho rằng, khi mức tồn kho cao hơn sẽ làm cho doanh thu tăng và chi phí giao dịch giảm, từ đó thúc đẩy khả năng sinh lời 18 . Tuy nhiên, tồn kho nhiều có thể làm tăng cơ hội hàng hóa không được bán, hết hạn và còn phải chịu các chi phí như tiền thuê kho, chi phí lưu kho… 19 . Theo Kieschnick và cộng sự (2011), chi phí lãi vay tăng khi có quá nhiều tồn kho vì bổ sung cho nhu cầu tài chính tăng khiến lợi nhuận giảm 18 . Các kết quả của nghiên cứu gần đây đã chứng minh mối quan hệ ngược chiều giữa thời tồn kho và khả năng sinh lợi chẳng hạn như: Bieniasz và Golas (2011), Seyoum và cộng sự (2016), Đông và Su (2010), Napompech (2012) và nhóm tác giả Hiền và Nam (2015) 9 , 7 , 11 , 1 , 10 .
Mối quan hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt và khả năng sinh lời
Gitman (1974) kết luận rằng yếu tố quan trọng nhất trong việc quản lý vốn luân chuyển là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) 20 . Theo Moss và Stine (1993), có thể biết được khả năng quản lý tiền mặt của công ty thông qua CCC 15 . Theo Napompech (2012), nếu một công ty có thời gian tồn kho, kỳ thu tiền bình quân dài và kỳ trả tiền bình quân ngắn thì có nghĩa là tiền đang được đầu tư vào tồn kho và các khoản phải thu, đồng thời tiền được sử dụng để chi trả sớm cho các khoản phải trả 1 . Điều này sẽ làm giảm tiền mặt đang có của công ty. Còn theo Lyngstadås và Berg (2016), chu kỳ luân chuyển tiền mặt dài có thể là giảm rủi ro thiếu hụt hàng hoá và thúc đẩy doanh số bán hàng nhiều hơn, từ đó làm tăng lợi nhuận 18 . Thông qua các nghiên cứu thực nghiệm, có nhiều nhà nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa khả năng sinh lời và chu kỳ luân chuyển vốn bằng tiền như Bieniasz và Golas (2011), Seyoum và cộng sự (2016), Đông và Su (2010), Napompech (2012), Hiền và Nam (2015) 9 , 7 , 11 , 1 , 10 .
Từ những phân tích trên, tác giả đưa ra những giả thyết và mô hình sau:
Giả thuyết 1 và mô hình 1:
H1: Kỳ thu tiền bình quân có tác động âm đến ROA
Mô hình (1):
Giả thuyết 2 và mô hình 2:
H2: Kỳ thu tiền bình quân có tác động âm đến GOP
Mô hình (2):
Giả thuyết 3 và mô hình 3:
H3: Kỳ trả tiền bình quân có tác động âm đến ROA
Mô hình (3):
Giả thuyết 4 và mô hình 4:
H4: Kỳ trả tiền bình quân có tác động âm đến GOP
Mô hình (4):
Giả thuyết 5 và mô hình 5:
H5: Thời gian hàng tồn kho có tác động âm đến ROA
Mô hình (5):
Giả thuyết 6 và mô hình 6:
H6: Thời gian hàng tồn kho có tác động âm đến GOP
Mô hình (6):
Giả thuyết 7 và mô hình 7:
H7: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt có tác động âm đến ROA
Mô hình (7):
Giả thuyết 8 và mô hình 8:
H8: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt có tác động âm đến GOP
Mô hình (8):
Trong đó, i là ký hiệu cho các công ty, : hệ số hồi quy, t là ký hiệu cho năm, ε là sai số và là biến giả thời gian . Vì thời gian phân tích là 10 năm nên số biến giả sử dụng là n-1 = 9 biến 21 . Nghiên cứu sử dụng thêm biến giả thời gian để muốn xem xét yếu tố thời gian có ảnh hưởng đến ROA và GOP hay không.
Table 2 mô tả các biến trong các mô hình ở trên.
| Biến | Định nghĩa | Công thức tính | Tác giả |
| Tỷ số sinh lời trên tổng tài sản | Thể hiện phần trăm lợi nhuận mà công ty có được từ việc sử dụng tổng tài sản | Lợi nhuận ròng/ tổng tài sản | García-Teruel và Martínez-Solano (2007) 6, Falope và Ajilore (2009) 22, Sharma và Kumar (2011) 25, Sathyamoorthi và cộng sự (2018) 15 |
| Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp | Một trong các chỉ số về khả năng sinh lời của doanh nghiệp, không tính đến hoạt động tài chính. Tài sản tài chính bao gồm tiền và các khoản tương đương, đầu tư tài chính ngắn hạn và dài hạn, các khoản phải thu ngắn hạn và dài hạn. | (Doanh thu – giá vốn hàng bán)/ (tổng tài sản – tài sản tài chính) | Đông và Su (2010) 7, Napompech (2012) 1, Hiền và Nam (2015) 11 |
| Kỳ thu tiền bình quân | Cho biết khoảng thời gian trung bình cần thiết để một công ty thu hồi các khoản nợ từ khách hàng. | (Khoản phải thu bình quân/ doanh thu)*365 | Đông và Su (2010) 7, Hiền và Nam (2015) 11, Seyoum và cộng sự (2016) 10 |
| Kỳ trả tiền bình quân | Số ngày trung bình mà công ty cần để trả tiền cho nhà cung cấp sản phẩm hay dịch vụ | (Khoản phải trả bình quân/ giá vốn hàng bán) *365 | Đông và Su (2010) 7, Napompech (2012) 1, Thoa và Uyên (2014) 23 |
| Thời gian hàng tồn kho | Khoảng thời gian mà các công ty tồn kho hàng hoá trước khi chúng được bán | (Hàng tồn kho/ giá vốn hàng bán) *365 | Đông và Su (2010) 7, Napompech (2012) 1, Husain và Alnefaee (2016) 24, Seyoum và cộng sự (2016) 10 |
| Chu kỳ luân chuyển tiền mặt | Khoảng thời gian từ khi công ty thanh toán các khoản nợ đến khi thu tiền mặt. | Kỳ thu tiền bình quân + thời gian hàng tồn kho - kỳ trả tiền bình quân | García-Teruel và Martínez-Solano (2007) 6, Falope và Ajilore (2009) 22, Đông và Su (2010) 7 |
| Quy mô công ty | Quy mô công ty có ảnh hưởng đến thanh khoản và quản lý vốn luân chuyển vì công ty lớn có vị thế thương lượng với các nhà cung cấp và khách hàng của mình lớn hơn so với công ty nhỏ. | Log (Tổng tài sản) | García-Teruel & Martínez-Solano (2007) 6, Falope và Ajilore (2009) 22, Bieniasz và Golas (2011) 9, Lyngstadås và Berg (2016) 18 |
| Tỷ số nợ | Tỷ lệ tổng nợ phải trả của công ty trên tổng tài sản của nó | Tổng nợ/ tổng tài sản | García-Teruel và Martínez-Solano (2007) 6, Falope và Ajilore (2009) 22, Đông và Su (2010) 7 |
| Tỷ lệ tăng trường doanh thu | Sự tăng hoặc giảm doanh thu hàng năm được tính bằng phần trăm | (Doanh thut1 - Doanh thu t0)/Doanh thut0 | García-Teruel & Martínez-Solano (2007) 6, Falope và Ajilore (2009 22), Lyngstadås và Berg (2016) 18 |
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng các kỹ thuật ước lượng của các mô hình Pool OLS, mô hình tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) đối với dữ liệu bảng. Đồng thời, nghiên cứu sử dụng các kiểm định Breusch – Pagan Lanrangian Multiplier, Hausman trong việc lựa chọn các mô hình thông qua các bước như sau:
Bước 1: Thu thập và xử lý số liệu và tính toán các biến.
Bước 2: Phân tích thống kê mô tả để nhận biết những đặc tính cơ bản của số liệu thu thập được như số quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn để từ đó có cái nhìn tổng quát về thực trạng các doanh nghiệp ngành thực phẩm – đồ uống niêm yết trong giai đoạn 2008 – 2017.
Bước 3: Phân tích hệ số tương quan Pearson để thấy được chiều tương quan và xác định mức độ tương quan mạnh hay yếu giữa các biến phụ thuộc với các biến độc lập.
Bước 4: Lựa chọn mô hình phù hợp giữa ba mô hình. Đầu tiên tiến hành kiểm định Breusch – Pagan Lanrangian Multiplier để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và mô hình REM. Tiếp theo sẽ tiến hành kiểm định Hausman để chọn giữa mô hình FEM và REM.
Bước 5: Kiểm định các vấn đề liên quan và hiệu chỉnh (nếu có): bao gồm kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai sai số thay đổi và kiểm định hiện tượng tự tương quan. Nếu một trong các hiện tượng trên xuất hiện trong mô hình thì tác giả sẽ tiến hành hiệu chỉnh để có được kết quả cuối cùng.
Bước 6: Phân tích kết quả hồi qui.
Kết quả nghiên cứu
Mô tả mẫu
Hiện nay, có 35 công ty ngành thực phẩm – đồ uống niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX (theo phần mềm Thomson Reuters tại Trung tâm Nghiên cứu kinh tế và Tài chính, Trường Đại học Kinh tế - Luật TP.HCM). Tuy nhiên, chỉ có 23 công ty có đủ bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh liên tục từ năm 2008 đến năm 2017. Sau đó, nghiên cứu tiến hành loại bỏ các dữ liệu bất thường, ngoài khoảng giá trị +/-3*zscore vì dữ liệu bất thường có thể gây ra kết quả kiểm định không đúng và 6 công ty bị loại khỏi danh sách 26 . Sau khi lọc các doanh nghiệp không thỏa điều kiện, số doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX đưa vào để phân tích là 17.
Thống kê mô tả mẫu
| Yếu tố | Số quan sát | Giá trị trung bình | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Độ lệch chuẩn |
| ROA | 170 | 0,1 | -0,65 | 0,34 | 0,1 |
| GOP | 170 | 0,63 | -0,45 | 1,76 | 0,38 |
| ACP | 170 | 22,77 | 2,94 | 70,46 | 15,27 |
| APP | 170 | 21,69 | 2,2 | 66,02 | 14,9 |
| INV | 170 | 68,01 | 13,56 | 213,9 | 34,27 |
| CCC | 170 | 69,09 | -18,8 | 240,96 | 42,31 |
| SIZE | 170 | 11,74 | 10,74 | 13,54 | 0,6 |
| DEBT | 170 | 0,44 | 0,09 | 0,82 | 0,18 |
| SGROW | 170 | 0,12 | -0,44 | 0,73 | 0,19 |
Từ Table 3 có thể thấy, các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống Việt Nam có tỷ số sinh lời trên tổng tài sản trung bình là 10% và tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp là 63% với độ lệch chuẩn nhỏ hơn 1 chứng tỏ các biến nghiên cứu biến thiên tương đối đồng đều. Đồng thời, kết quả cho thấy các doanh nghiệp có kỳ thu tiền khách hàng trung bình là 22,77 ngày và kỳ trả tiền bình quân là 21,69 ngày. Thời gian hàng tồn kho trung bình là 68,01 ngày và chu kỳ luân chuyển tiền mặt trung bình là 69,09 ngày.
Ma trận tương quan ở Table 4 , Table 5 , Table 6 , Table 7 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập là không cao, các chỉ số đều nhỏ hơn 0,3, ngoại trừ tương quan giữa SIZE và APP là 0,47 (mô hình 3 và 4), tương quan giữa biến SIZE và INV là 0,3; tương quan giữa biến DEBT và INV là 0,3 (mô hình 4 và 5). Vì vậy cần phải lưu ý đến hiện tượng đa cộng tuyến có thể xảy ra.
| ROA | GOP | ACP | SIZE | DEBT | SGROW | |
| ROA | 1 | |||||
| GOP | 0,583 | 1 | ||||
| ACP | 0,0156 | -0,3003 | 1 | |||
| SIZE | 0,1326 | -0,0294 | -0,1277 | 1 | ||
| DEBT | -0,565 | -0,5419 | -0,0021 | -0,004 | 1 | |
| SGROW | 0,232 | 0,0621 | -0,1077 | 0,0903 | -0,0326 | 1 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: 5% | ||||||
| ROA | GOP | APP | SIZE | DEBT | SGROW | |
| ROA | 1 | |||||
| GOP | 0,583 | 1 | ||||
| APP | -0,0254 | 0,0583 | 1 | |||
| SIZE | 0,1326 | -0,0294 | 0,4715 | 1 | ||
| DEBT | -0,565 | -0,5419 | -0,075 | -0,004 | 1 | |
| SGROW | 0,232 | 0,0621 | -0,1475 | 0,0903 | -0,0326 | 1 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: 5% | ||||||
| ROA | GOP | INV | SIZE | DEBT | SGROW | |
| ROA | 1 | |||||
| GOP | 0,583 | 1 | ||||
| INV | -0,3122 | -0,4319 | 1 | |||
| SIZE | 0,1326 | -0,0294 | 0,3041 | 1 | ||
| DEBT | -0,565 | -0,5419 | 0,3015 | -0,004 | 1 | |
| SGROW | 0,232 | 0,0621 | -0,1999 | 0,0903 | -0,0326 | 1 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: 5% | ||||||
| ROA | GOP | CCC | SIZE | DEBT | SGROW | |
| ROA | 1 | |||||
| GOP | 0,583 | 1 | ||||
| CCC | -0,2383 | -0,4771 | 1 | |||
| SIZE | 0,1326 | -0,0294 | 0,0342 | 1 | ||
| DEBT | -0,565 | -0,5419 | 0,2698 | -0,004 | 1 | |
| SGROW | 0,232 | 0,0621 | -0,1488 | 0,0903 | -0,0326 | 1 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: 5% | ||||||
Phân tích mối quan hệ giữa vốn luân chuyển và khả năng sinh lời
Kết quả chạy hồi quy cho 8 mô hình giả thuyết như sau: theo mô hình Pooled OLS: INV tác động âm đến ROA ở mức ý nghĩa 1%, ACP, INV và CCC tác động âm đến GOP ở mức ý nghĩa 1%; theo mô hình REM: INV và CCC tác động âm đến ROA ở mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 5%, ACP, INV, CCC tác động âm đến GOP ở mức ý nghĩa 1% và kết quả hồi quy theo mô hình FEM thì INV và CCC tác động âm đến ROA ở mức ý nghĩa 1%, ACP, INV, CCC tác động âm đến GOP ở mức ý nghĩa 1%.
Lựa chọn mô hình: vì ba mô hình Pooled OLS, REM, FEM cho các kết quả khác nhau. Cho nên, nghiên cứu cần tiến hành kiểm định để chọn ra mô hình phù hợp nhất. Đầu tiên, tiến hành kiểm định Breusch – Pagan Lanrangian Multiplier cho các mô hình để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và REM 27 . Kết quả thu được từ kiểm định có ý nghĩa thống kê cao (1%) vì giá trị p value nhỏ hơn 0,05 ở tám mô hình nên chọn mô hình REM ( Table 8 ).
| Mô hình | ROA | GOP | ||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| P value | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
Sau đó tiến hành kiểm định Hausman cho các mô hình để lựa chọn giữa mô hình REM và FEM 28 . Kết quả cho thấy, giá trị p value ở các mô hình đều lớn hơn 0,05 (mức ý nghĩa 5%). Điều đó có nghĩa là không có mối tương quan giữa các thành phần sai số và các biến độc lập và mô hình REM được lựa chọn ( Table 9 ).
| Mô hình | ROA | GOP | ||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| P value | 0,41 | 0,95 | 0,97 | 0,89 | 0,99 | 0,99 | 0,99 | 0,99 |
Table 10 trình bày kết quả hồi quy theo mô hình REM
| ROA | GOP | |||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| ACP | -0,0001 | -0,009*** | ||||||
| APP | -0,001 | 0,0006 | ||||||
| INV | -0,001*** | -0,003*** | ||||||
| CCC | -0,0004** | -0,003*** | ||||||
| SIZE | 0,028 | 0,035* | 0,041** | 0,031 | -0,009 | 0,005 | 0,081 | 0,029 |
| DEBT | -0,363*** | -0,357*** | -0,351*** | -0,364*** | -0,865*** | -0,786*** | -0,752*** | -0,817*** |
| SGROW | 0,054* | 0,047 | 0,019 | 0,033 | 0,016 | 0,113 | -0,08 | -0,065 |
| DUM1 | -0,002 | -0,003 | -0,003 | -0,002 | -0,09 | -0,089 | -0,093 | -0,091 |
| DUM2 | 0,022 | 0,02 | 0,017 | 0,02 | 0,045 | 0,07 | 0,04 | 0,047 |
| DUM3 | 0,026 | 0,024 | 0,028 | 0,029 | 0,021 | 0,037 | 0,048 | 0,054 |
| DUM4 | 0,019 | 0,016 | 0,026 | 0,025 | -0,058 | -0,041 | -0,01 | 0,001 |
| DUM5 | -0,033 | -0,036* | -0,034 | -0,032 | -0,082 | -0,055 | -0,067 | -0,054 |
| DUM6 | 0,003 | 0,000 | -0,002 | 0,001 | 0,024 | 0,05 | 0,023 | 0,03 |
| DUM7 | -0,008 | -0,01 | -0,009 | -0,007 | 0,046 | 0,063 | 0,054 | 0,06 |
| DUM8 | 0,002 | 0,0002 | 0,0006 | 0,002 | -0,01 | 0,006 | -0,005 | 0,001 |
| DUM9 | -0,009 | -0,011 | -0,013 | -0,01 | -0,014 | -0,01 | -0,033 | -0,021 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: ***1%, **5%, *10% | ||||||||
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan
Sau khi lựa chọn đươc mô hình REM cho chạy hồi quy, tám mô hình giả thuyết được kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi (bằng hàm xttest0) và hiện tượng tự tương quan (bằng kiểm định Wooldridge).
Kết quả sau khi kiểm định cho biết các mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến vì hệ số VIF nhỏ hơn 10 và hệ số Tolerance lớn hơn 0,1.
Tuy nhiên cả tám mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi (vì p value < 0,05) và bốn mô hình của GOP có thêm hiện tượng tự tương quan (vì p value < 0,05) (xem kết quả ở Table 11 và Table 12 ).
| Mô hình | ROA | GOP | ||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| P value | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 |
| Mô hình | ROA | GOP | ||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| P value | 0,24 | 0,25 | 0,48 | 0,46 | 0,003 | 0,004 | 0,004 | 0,003 |
Hiệu chỉnh mô hình hồi quy REM
Để khắc phục các hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, bài báo sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) 29 để hiệu chỉnh mô hình và thu được kết quả tóm tắt ở bảng sau:
| ROA | GOP | |||||||
| (1) | (3) | (5) | (7) | (2) | (4) | (6) | (8) | |
| ACP | 0,0005** | -0,005*** | ||||||
| APP | -0,001*** | 0,0004 | ||||||
| INV | -0,0003*** | -0,003*** | ||||||
| CCC | -0,00003 | -0,002*** | ||||||
| SIZE | 0,021*** | 0,026*** | 0,023*** | 0,013* | 0,026 | 0,009 | 0,04 | 0,023 |
| DEBT | -0,292*** | -0,288*** | -0,281*** | -0,285*** | -0,826*** | -0,848*** | -0,826*** | -0,81*** |
| SGROW | 0,061*** | 0,046*** | 0,051*** | 0,06*** | 0,039 | 0,131** | 0,008 | -0,015 |
| DUM1 | 0,002 | -0,003 | -0,002 | -0,001 | -0,071 | -0,076 | -0,117* | -0,093 |
| DUM2 | 0,018 | 0,007 | 0,012 | 0,013 | -0,009 | 0,003 | -0,042 | -0,022 |
| DUM3 | 0,023 | 0,01 | 0,016 | 0,019 | 0,019 | 0,029 | 0,006 | 0,034 |
| DUM4 | 0,019 | 0,01 | 0,02 | 0,015 | -0,007 | -0,01 | -0,024 | 0,009 |
| DUM5 | 0,007 | -0,004 | 0,006 | 0,006 | -0,015 | 0,011 | -0,03 | -0,015 |
| DUM6 | 0,003 | -0,003 | 0,002 | 0,002 | 0,019 | 0,046 | -0,002 | 0,008 |
| DUM7 | 0,002 | 0,001 | 0,004 | 0,00003 | 0,019 | 0,043 | 0,026 | 0,024 |
| DUM8 | -0,002 | 0,003 | 0,006 | -0,001 | 0,034 | 0,062 | 0,054 | 0,042 |
| DUM9 | -0,005 | -0,01 | -0,006 | -0,005 | 0,021 | 0,026 | 0,014 | 0,013 |
| Ghi chú: Mức ý nghĩa: ***1%, **5%, *10% | ||||||||
Từ kết quả hồi quy ở Table 13 cho thấy, kỳ trả tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho tác động âm đến ROA, kỳ thu tiền bình quân tác động dương đến ROA; kỳ thu tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt tác động âm đến GOP. Các kết quả này đều có ý nghĩa về mặt thống kê, với mức ý nghĩa 5% (sig <0,05), hay nói cách khác, các giả thuyết H 1 , H 2 , H 3 , H 5 , H 6 , H 8 được chấp nhận. Vì nghiên cứu đang muốn xem xét các yếu tố của vốn luân chuyển có tác động như thế nào đến ROA và GOP, tuy kết quả kỳ thu tiền bình quân có tác động trái với giả thuyết H 1 nhưng nghiên cứu vẫn chấp nhận giả thuyết này.
Ngoài ra, bảng trên cũng chỉ ra rằng biến thời gian không ảnh hưởng đến các yếu tố ROA và GOP. Đối với mô hình ROA, tác động của các biến kiểm soát có ý nghĩa ở mức 5% (trừ mô hình 7, biến SIZE không có ý nghĩa thống kê) và ở mô hình GOP, chỉ có tác động của biến DEBT có ý nghĩa về mặt thống kê (sig < 0,05).
Thảo luận kết quả nghiên cứu
Qua kết quả chạy hồi quy ở bảng trên ta thấy các thành phần của vốn luân chuyển có ảnh hưởng đến ROA và GOP, cụ thể như sau:
Đối với ROA
Kỳ thu tiền bình quân ảnh hưởng đến ROA
Kết quả hồi quy cho thấy kỳ thu tiền bình quân (ACP) tác động dương đến tỷ số sinh lời trên tổng tài sản (ROA) ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này trái với nghiên cứu của Bieniasz và Golas (2011) nhưng cùng kết quả với nghiên cứu của Nga và Toản (2017) 9 , 14 . Đối với các công ty có doanh thu tăng, tài sản nhiều, tỷ số nợ thấp thì họ sẽ có đủ khả năng để thực hiện việc bán hàng trả chậm. Từ đó, họ có thể thu hút thêm nhiều khách hàng hơn, dẫn đến doanh thu tăng.
Kỳ trả tiền bình quân ảnh hưởng đến ROA
Từ kết quả ở Table 13 cho thấy, kỳ trả tiền bình quân (APP) có tác động âm đến tỷ số sinh lời trên tổng tài sản (ROA) ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này tương đồng với kết quả của các nghiên cứu trước: Bieniasz và Golas (2011), Seyoum và cộng sự (2016) và ngược với kết quả nghiên cứu của Nga và Toản (2017) 9 , 14 , 10 . Thông thường, khi trả tiền cho nhà cung cấp chậm, doanh nghiệp có thể dùng tiền đó cho những hoạt động kinh doanh với mục đích tạo ra lợi nhuận. Với kết quả thu được từ hồi quy, khi kỳ trả tiền bình quân của doanh nghiệp tăng một ngày thì ROA giảm 0,1%. Theo Deloof (2003), sự khác biệt này có thể được lý giải là những công ty có lợi nhuận ít thường mất nhiều thời gian để trả nợ hơn [7]. Điều đó có nghĩa là công ty có quy mô lớn có nhiều tài sản hơn và doanh thu của họ tăng nên họ có khả năng trả nợ vì thế tỷ số nợ sẽ thấp và kỳ trả tiền bình quân cũng ngắn. Còn khi doanh thu giảm, công ty có ít tiền mặt hơn nên để có vốn sử dụng cho hoạt động kinh doanh thì họ phải vay mượn thêm, phải thế chấp tài sản vì thế công ty chỉ có thể kéo dài thời gian trả tiền cho các nhà cung cấp.
Thời gian hàng tồn kho ảnh hưởng đến ROA
Thời gian hàng tồn kho có mối quan hệ ngược chiều với tỷ số sinh lời trên tài sản (ROA). Kết quả này đồng nhất với kết quả của các bài nghiên cứu của Bieniasz và Golas (2011), Seyoum và cộng sự (2016) và ngược với kết quả nghiên cứu của Nga và Toản (2017) 9 , 14 , 10 . Kết quả này phù hợp với nhận định của Kim và Chung (1990), họ cho rằng khi thời gian tồn kho hàng hoá kéo dài có thể làm tăng cơ hội hàng hóa không bán được, hết hạn và có thể chịu thêm các loại chi phí khác, từ đó lợi nhuận bị giảm 19 .
Đối với GOP
Kỳ thu tiền bình quân ảnh hưởng đến GOP
Kết quả hồi qui cho thấy kỳ thu tiền bình quân có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) với mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có nghĩa là nếu kỳ thu tiền bình quân tăng thì lợi nhuận hoạt động gộp sẽ giảm. Kết quả này đồng nhất với kết quả của các bài nghiên cứu của nhóm tác giả Napompech (2012), Hiền và Nam (2015), ngược với kết quả của Đông và Su (2010) 7 , 11 , 1 . Khi công ty sử dụng nguồn vốn vay bên ngoài nhiều để đầu tư cho hoạt động sản xuất kinh doanh đồng thời công ty có chính sách bán hàng trả chậm nhằm thu hút khách hàng sẽ dẫn đến lợi nhuận giảm. Điều này có thể được lý giải là khi khách hàng thanh toán sớm, công ty thu được tiền nhanh sẽ có tiền đáp ứng những hoạt động kinh doanh khác mà không cần phải tìm nguồn tài trợ bên ngoài. Do đó, chi phí nợ vay, nợ khó đòi giảm dẫn đến lợi nhuận cao hơn.
Thời gian hàng tồn kho ảnh hưởng đến GOP
Thời gian hàng tồn kho tác động âm đến tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này đồng nhất với kết quả của các bài nghiên cứu của Đông và Su (2010), Napompech (2012), Hiền và Nam (2015) 7 , 11 , 1 . Khi thời gian hàng tồn kho càng thấp nghĩa là vòng quay hàng tồn kho càng cao và điều đó chứng minh công ty đang kinh doanh hiệu quả, hàng được bán nhanh và doanh thu, lợi nhuận tăng.
Chu kỳ luân chuyển tiền mặt ảnh hưởng đến GOP
Kết quả hồi qui ở Table 13 cho thấy, chu kỳ luân chuyển tiền mặt tác động âm đến khả năng sinh lời, cụ thể là tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này tương đồng với kết quả của các bài nghiên cứu của Đông và Su (2010), Napompech (2012), Hiền và Nam (2015) 7 , 11 , 1 . Kết quả này phù hợp với nhận định của Napompech (2012) là việc giảm chu kỳ luân chuyển tiền mặt sẽ tạo ra nhiều lợi nhuận cho công ty hơn 1 . Một công ty với tỷ số nợ nhỏ có nghĩa là công ty có thể không cần nguồn tài trợ từ bên ngoài mà vẫn có khả năng trả nợ, có thể đầu tư vào việc thúc đẩy hàng tồn kho đi nhanh. Vì thế chu kỳ luân chuyển tiền ngắn, chi phí đi vay ít hơn dẫn đến lợi nhuận tăng.
Kết luận và hàm ý quản lý
Kết luận
Qua việc phân tích 17 doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống trên Sở giao dịch chứng khoán Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2017, kết quả nghiên cứu đã cung cấp bằng chứng cho thấy ở các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống Việt Nam, kỳ trả tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho tác động âm đến ROA, kỳ thu tiền bình quân, thời gian hàng tồn kho và chu kỳ luân chuyển tiền mặt tác động âm đến GOP và các kết quả này đồng nhất với các nghiên cứu trước như Đông và Su (2010), Napompech (2012), Seyoum, Tesfay và Kassahun (2016) 7 , 1 , 10 . Tuy nhiên, nghiên cứu cũng tìm thấy kỳ thu tiền bình quân tác động dương đến ROA, ngược với kết quả nghiên cứu của Bieniasz và Golas (2011) 9 .
Hàm ý quản lý
Đối với các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống, với tỷ lệ vốn luân chuyển chiếm tỷ trọng cao trong tổng vốn (đa số đều trên 50%), nếu doanh nghiệp quản lý vốn luân chuyển tốt, hiệu quả kinh doanh sẽ được cải thiện và tạo ra giá trị cho các cổ đông. Chẳng hạn như, để tăng khả năng sinh lợi, doanh nghiệp nên hạn chế tồn kho nhiều và tận dụng các khoản chiết khấu mua hàng và thanh toán sớm cho nhà cung cấp. Ngoài ra, trong quá trình kinh doanh hiện nay, việc thu hút khách hàng thông qua chính sách bán hàng rất quan trọng. Tuy nhiên, doanh nghiệp cần xây dựng chính sách tín dụng khách hàng hiệu quả, có biện pháp thu hồi nợ kịp thời và hạn chế rủi ro không thu được nợ. Chính vì thế, một doanh nghiệp cần phải quản lý tốt tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn. Nhà quản lý doanh nghiệp cần quan tâm đến các vấn đề như đầu tư vào tài sản luân chuyển ra sao, tìm kiếm nhà cung cấp ổn định để không ảnh hưởng đến quá trình sản xuất, làm sao đẩy hàng tồn kho đi nhanh. Ngoài ra, để dự báo, kiểm soát dòng tiền hiệu quả, các nhà quản lý nên lập kế hoạch dòng tiền hoạt động để có thể chủ động trong việc ứng phó với các tình huống bất thường xảy ra trong kinh doanh.
Tóm lại, trên đây chỉ là một nghiên cứu dựa vào các bảng báo cáo tài chính của 17 công ty niêm yết trên Sở giao dịch HOSE và HNX trong giai đoạn 10 năm (từ năm 2008 – 2017) của các công ty ngành thực phẩm – đồ uống. Tuy nhiên, bài báo đã phác họa được mối quan hệ giữa vốn luân chuyển và khả năng sinh lời bên cạnh việc có xem xét thêm các biến kiểm soát (tỷ số nợ, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu và quy mô công ty) và biến giả thời gian nên kết quả có tính tin cậy và khách quan.
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
TTCK: Thị trường chứng khoán
HOSE: Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh
HNX: Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội
ROA: Return On Assets
GOP: Gross Operating Profit
ACP, AR, ARCP, DSO: Kỳ thu tiền bình quân
CR: Tỷ số thanh toán hiện thời
QAR: Tỷ số thanh toán nhanh
APP, AP, DPO, PAY: Kỳ trả tiền bình quân
INV, ITD, ITID: Thời gian hàng tồn kho
CCC: Cash Conversion Cycle
FATA, FFA: Tỷ lệ tài sản tài chính dài hạn trên tổng tài sản
SFDR: Tỷ lệ nợ tài chính ngắn hạn
FS, SIZE: Quy mô công ty
DEBT, DR, LEV: Tỷ số nợ trên tổng tài sản
FD: Tỷ lệ nợ tài chính trên tổng tài sản
SGROW, FGR: Tỷ lệ tăng trưởng doanh thu
T: Thuế thu nhập doanh nghiệp
GDP: Tốc độ tăng trưởng kinh tế
OLS: Ordinary Least Squares
FEM: Fixed Effect Model
REM: Random Effect Model
GLS: Generalized Least Squares
VIF: Variance Inflation Factor
TUYÊN BỐ XUNG ĐỘT
Nhóm tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo.
ĐÓNG GÓP CỦA TÁC GIẢ
Hai tác giả đóng góp như nhau cho nghiên cứu này.
Cả hai tác giả cùng đọc và chỉnh sửa bản thảo cuối cùng.
References
- Napompech K. Effects of working capital management on the profitability of Thai listed firms. International Journal of Trade. Economics and Finance. 2012;3(3):227-232. Google Scholar
- Yên H. Doanh nghiệp thực phẩm - đồ uống Việt đang dần mất chỗ đứng trên sân nhà. [2018, Sep 13]. . ;:. Google Scholar
- Nazir MS, Afza T. Working capital requirements and the determining factors in Pakistan. . The Icfai Journal of Applied Finance. 2009;15(4):28-38. Google Scholar
- Abosede SA, Luqman OS. A Comparative Analysis on Working Capital Management of Brewery Companies in Nigeria. International Journal of Finance and Accounting. 2014;3(6):356-371. Google Scholar
- Brealey RA, Myers SC, Allen F. Principles of Corporate Finance. 12th ed. New York: McGraw-Hill Education. 2017;:. Google Scholar
- Garcia-Teruel PJ, Martínez-Solano P. Effects of working capital management on SME profitability. International Journal of Managerial Finance. 2007;3(2):164-177. Google Scholar
- Dong HP, Su JT. The relationship between working capital management and profitability: A Vietnam case. International Research Journal of Finance and Economics. 2010;49:59-67. Google Scholar
- Sivathaasan N, Tharanika R, Sinthuja M, Hanitha V. Factors determining Profitability: A Study of Selected Manufacturing Companies listed on Colombo Stock Exchange in Sri Lanka. European Journal of Business and Management. 2013;5(27):99-107. Google Scholar
- Bieniasz A, Golas Z. The Influence of Working Capital Management on the Food Industry Enterprises Profitability. Contemporary Economics. 2011;5(4):68-81. Google Scholar
- Seyoum A, Tesfay T, Kassahun T. Working Capital Management and Its Impact on Profitability Evidence from Food Complex Manufacturing Firms in Addis Ababa. International Journal of Scientific and Research Publications. 2016;6(6):815-833. Google Scholar
- Hiền BT, Nam NH. Mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của các công ty thực phẩm - Đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Kinh tế & Hội nhập. 2015;71:90-102. Google Scholar
- Raheman A, Nasr M. Working capital management and profitability case of Pakistani firms. International Review of Business Research Papers. 2007;3(1):279-300. Google Scholar
- Nga NTT, Toản BN. Quản lý vốn lưu động và hiệu quả hoạt động tại các doanh nghiệp thủy sản Việt Nam. [2017, Dec 26]. . ;:. Google Scholar
- Deloof M. Does working capital management affects profitability of belgian firms?. Journal of Business Finance & Accounting. 2003;30(3 & 4):573-587. Google Scholar
- Sathyamoorthi CR, Mapharing M, Selinkie P. The impact of working capital management on profitability: Evidence from the listed retail stores in Botswana. Applied Finance and Accounting. 2018;4(1):82-94. Google Scholar
- Deloof M, Jegers M. Trade credit, product quality, and intragroup trade: Some European evidence. Financial Management. 1996;25(3):945-968. Google Scholar
- Long MS, Malitz IB, Ravid SA. Trade credit, quality guarantees, and product marketability. Financial Management. 1993;22(4):117-127. Google Scholar
- Lyngstadås H, Berg T. Working capital management: Evidence from Norway. . International Journal of Managerial Finance. 2016;12(3):341-358. Google Scholar
- Kim, Y.H. and Chung, K.H. An integrated evaluation of investment in inventory and credit: A cash flow approach. Journal of Business Finance and Accounting. 1990;17(3):381-390. Google Scholar
- Gitman LJ. Estimating corporate liquidity requirements: a simplified approach. Financial Review. 1974;9(1):79-88. Google Scholar
- Wooldridge JM. Introductory econometrics: a modern approach (5th international ed.). Publisher South-Western Cengage Learning. 2013;:. Google Scholar
- Falope OI, Ajilore OT. Working capital management and corporate profitability: Evidence from panel data analysis of selected quoted companies in Nigeria. Research Journal of Business Management. 2009;3:73-84. Google Scholar
- Thoa TTK, Uyên NTU. Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở VN. Tạp chí Phát triển & Hội nhập. 2014;14(24):62-70. Google Scholar
- Husain S, Alnefaee S. The Effects of Working Capital Management on Profitability of Firms: Evidence from Agriculture and Food Industry of Kingdom of Saudi Arabia. Journal of Emerging Issues in Economics, Finance and Banking. 2016;5(1):1684-1698. Google Scholar
- Sharma AK, Kumar S. Effect of working capital management on firm profitability: Empirical evidence from India. Global Business Review. 2011;12(1):159-173. Google Scholar
- Anderson AD, Sweeny DJ, Williams TA. Statistics for Business & Economics. 11th ed. USA: South-Western College Learning. . 2011;:. Google Scholar
- Baltagi BH. Econometric Analysis of Panel Data. 3rd ed. England: John Wiley & Sons Ltd. 2005;:. Google Scholar
- Greene WH. Econometric Analysis. Upper Saddle River, N.J: Prentice Hall. 2008;:. Google Scholar
- Brooks C. Introductory Econometrics for Finance. 3rd ed. USA: Cambridge University Press. 2014;:. Google Scholar
