Tác động của quản lý vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp nhỏ và vừa

T ầ m quan tr ọ ng

Khu vực doanh nghiệp nhỏ và vừa (DNNVV) đóng vai trò quan trọng trong phát triển kinh tế và tạo việc làm tại nhiều nước, đặc biệt là Việt Nam, nơi DNNVV và kinh tế phi chính thức chiếm 97% hoạt động kinh tế, đóng góp hơn 50% GDP và sử dụng khoảng 69% lao động Tuy nhiên, việc tiếp cận nguồn tài chính vẫn là một thách thức lớn, cản trở sự đổi mới và phát triển của DNNVV Mặc dù nhà nước đã ban hành nhiều chính sách hỗ trợ, nhưng việc triển khai còn gặp khó khăn, dẫn đến hiệu quả không cao Trong bối cảnh kinh tế khó khăn, các doanh nghiệp cần tái cấu trúc tài chính và tối đa hóa nguồn lực hiện có thay vì dựa vào vay vốn Quản lý tốt tài sản và nguồn vốn lưu động không chỉ giúp duy trì hoạt động sản xuất kinh doanh mà còn gia tăng khả năng sinh lợi và hiệu quả hoạt động Do đó, nghiên cứu tác động của quản lý vốn lưu động đến khả năng sinh lợi là rất cần thiết cho sự tồn tại và phát triển của doanh nghiệp.

M ụ c tiêu nghiên c ứ u

- Xác định những nhân tố nào trong quản trị vốn lưu động ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi (ROA) của doanh nghiệp nhỏ và vừa.

Xác định mức độ ảnh hưởng của các yếu tố như kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ thu tiền khách hàng, kỳ phải trả người bán và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt là rất quan trọng để đánh giá khả năng sinh lợi của doanh nghiệp Những yếu tố này không chỉ ảnh hưởng đến dòng tiền mà còn quyết định hiệu quả hoạt động tài chính của doanh nghiệp Việc tối ưu hóa các kỳ này sẽ giúp cải thiện lợi nhuận và tăng cường khả năng cạnh tranh trên thị trường.

Câu hỏi nghiên cứu của đề tài là: Liệu quản trị vốn luân chuyển có ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp hay không?

Kết quả nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng của việc quản lý vốn lưu động đối với lãnh đạo doanh nghiệp, từ đó giúp họ đưa ra các giải pháp hiệu quả nhằm tối ưu hóa quản lý vốn lưu động và gia tăng giá trị doanh nghiệp.

Khái quát k ế t qu ả

Nghiên cứu đã xác định phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa khả năng sinh lợi, được đo bằng tỷ suất lợi nhuận trên tài sản, và các biến độc lập bao gồm kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ phải thu khách hàng, kỳ thanh toán cho nhà cung cấp, cùng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt.

- Vẽ được bức tranh tài chính bằng số của các doanh nghiệp vừa và nhỏ trên địa bàn TP.HCM :

Các chỉ số tài chính quan trọng như tỷ suất sinh lợi, kỳ chu chuyển hàng tồn kho, và kỳ thu tiền bình quân được phân tích chi tiết theo từng nhóm ngành cấp 2, bao gồm nông nghiệp, khai thác mỏ, công nghiệp và xây dựng Những thông tin này giúp doanh nghiệp hiểu rõ hơn về hiệu quả hoạt động và tình hình tài chính của từng lĩnh vực, từ đó đưa ra quyết định đầu tư hợp lý.

+ Mô tả các đặc trưng (Trung bình, trung vị, độ lệch chuẩn, ) từng chỉ số tài chính này.

Phân tích phương sai (ANOVA) được sử dụng để kiểm tra sự khác biệt về các yếu tố như kỳ thu tiền khách hàng, kỳ chu chuyển hàng tồn kho và kỳ thu tiền bình quân giữa các nhóm doanh nghiệp có tỷ suất lợi nhuận (ROA) khác nhau.

Ph ươ ng pháp và d ữ li ệ u nghiên c ứ u

Tác giả áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng thông qua mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) hay hồi quy biến giả bình phương nhỏ nhất (LSDV) dựa trên dữ liệu bảng để phân tích tác động của các yếu tố như kỳ thu tiền bình quân, chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ thanh toán cho nhà cung cấp và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp nhỏ và vừa.

- Mô hình nghiên cứu được nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel vàPedro Martinez-Solano sử dụng trong nghiên cứu thực nghiệm trước đây.

K ế t c ấ u c ủ a đề tài

Đề tài nghiên cứu gồm 5 chương:

* Chương 1: Giới thiệu đề tài

* Chương 2: Những nghiên cứu thực nghiệm

* Chương 3: Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu

* Chương 4: Kết quả nghiên cứu

* Chương 5: Kết luận- hướng nghiên cứu tiếp theo

CHƯƠNG 2 : NHỮNG NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

Các nghiên c ứ u ở n ướ c ngoài

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của công ty trong các môi trường khác nhau, như được nêu bởi Shin và Soenen.

Năm 1998, một nghiên cứu đã sử dụng 58.985 mẫu từ các công ty trong giai đoạn 1975-1994 để phân tích mối quan hệ giữa chu kỳ mua bán ròng và hiệu quả quản trị vốn lưu động cũng như khả năng sinh lợi doanh nghiệp Kết quả cho thấy có một mối quan hệ nghịch biến mạnh mẽ giữa độ dài của chu kỳ mua bán ròng và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Deloof (2003) đã phân tích mối liên hệ giữa quản lý vốn lưu động và khả năng sinh lợi của các công ty, dựa trên mẫu 1009 công ty phi tài chính lớn tại Bỉ trong giai đoạn 1992-2001.

Nghiên cứu năm 1996 chỉ ra rằng có mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi, được đo bằng lợi nhuận gộp, và chu kỳ tiền mặt, cũng như số ngày của khoản phải thu và hàng tồn kho Các nhà quản lý có thể cải thiện khả năng sinh lợi bằng cách giảm số ngày của khoản phải thu và hàng tồn kho Nghiên cứu cũng cho thấy các công ty lớn ngày càng chú trọng vào quản lý tiền mặt, với doanh thu bán hàng bằng tiền mặt thấp hơn và nợ nhiều hơn, từ đó tạo cơ hội tăng doanh số và thu hút nhiều khách hàng Ngược lại, các công ty nhỏ thường tập trung vào quản lý đầu tư và ít chú trọng đến quản lý tín dụng.

Nghiên cứu của Lazaridis và Tryfonidis (2006) chỉ ra mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Athens, với mẫu gồm 131 công ty trong giai đoạn 2001-2004 Phân tích hồi quy cho thấy mối liên hệ có ý nghĩa thống kê giữa khả năng sinh lợi, được đo bằng lợi nhuận gộp, và chu kỳ tiền mặt Các công ty có khả năng sinh lợi thấp thường kéo dài thời gian thanh toán cho nhà cung cấp và rút ngắn thời gian thu tiền từ khách hàng, nhằm tối ưu hóa vòng quay vốn Ngoài ra, mối quan hệ nghịch biến giữa kỳ luân chuyển hàng tồn kho và khả năng sinh lợi cho thấy rằng doanh thu giảm kèm theo quản trị hàng tồn kho kém có thể dẫn đến tình trạng vốn bị ứ đọng Từ những phát hiện này, các tác giả khuyến nghị rằng các nhà quản lý nên chú trọng vào việc quản lý chu kỳ tiền mặt và duy trì các thành phần vốn lưu động ở mức tối ưu để tạo ra giá trị cho cổ đông.

Raheman và Nasr (2007) đã nghiên cứu tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của 94 công ty niêm yết tại Pakistan trong giai đoạn 1999-2004 Kết quả cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa các yếu tố quản trị vốn lưu động như thời gian thu tiền bình quân, số ngày quay vòng tồn kho và chu kỳ tiền mặt với khả năng sinh lợi Đồng thời, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng quy mô công ty, được đo bằng logarit tự nhiên của doanh thu, có mối quan hệ đồng biến với khả năng sinh lợi.

Nghiên cứu của Singh và Pandy (2008) về vốn lưu động và quản trị vốn lưu động tại Hindalco Industries Limited trong giai đoạn 1990-2007 cho thấy rằng các chỉ số như khả năng thanh toán nhanh, tỷ số tính lưu động, tỷ số vòng quay khoản phải thu và tỷ số vốn lưu động trên tổng tài sản đều có tác động thống kê đáng kể đến khả năng sinh lợi của công ty.

Afza và Nazir (2009) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của 204 công ty phi tài chính tại sàn chứng khoán Karachi trong giai đoạn 1998-2005 Kết quả cho thấy sự khác biệt về mức độ ý nghĩa giữa nhu cầu vốn lưu động và chính sách tài chính theo từng ngành Hơn nữa, phân tích hồi quy chỉ ra mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi và mức độ đầu tư vốn lưu động cùng các chính sách tài chính Các tác giả khuyến nghị rằng các nhà quản lý nên áp dụng các chiến lược vừa phải trong đầu tư vốn lưu động và chính sách tài chính để tăng cường giá trị công ty.

Nghiên cứu của “Tạp Chí Doanh Nghiệp & Nghiên Cứu Kinh Tế” tháng 12 năm 2010 đã chỉ ra rằng quản lý vốn luân chuyển có ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lợi của các công ty, với dữ liệu từ 43 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Cyprus trong giai đoạn 1998-2007 Phân tích hồi quy đa biến cho thấy các yếu tố như chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ luận chuyển hàng tồn kho, kỳ phải thu khách hàng và kỳ phải trả người bán đều có mối liên hệ chặt chẽ với lợi nhuận Kết quả này mang lại giá trị lớn cho các nhà quản lý, nhà đầu tư, chủ nợ và các nhà phân tích tài chính, đặc biệt trong bối cảnh hậu khủng hoảng tài chính toàn cầu.

Nghiên cứu của Kulkanya Napompech (2012) về tác động của quản trị vốn lưu động đối với khả năng sinh lợi của 255 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thái Lan từ năm 2007 đến 2009 cho thấy có mối quan hệ nghịch biến giữa lợi nhuận hoạt động và chu kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ phải thu khách hàng Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các nhà quản lý có thể nâng cao lợi nhuận bằng cách rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, thời gian luân chuyển hàng tồn kho và thời gian thu hồi nợ Tuy nhiên, việc kéo dài các khoản phải trả không mang lại lợi ích cho lợi nhuận của công ty.

Cuối cùng, Nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel và Pedro Martinez- Solano đã tiến hành khảo sát 8.872 doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Tây Ban Nha từ năm

Từ năm 1996 đến 2002, nghiên cứu đã chỉ ra rằng quản trị vốn luân chuyển có tác động tích cực đến khả năng sinh lợi của các công ty vừa và nhỏ Kết quả cho thấy, các nhà quản lý có thể gia tăng giá trị công ty bằng cách giảm số ngày thu tiền từ khách hàng và thời gian tồn kho hàng hóa Hơn nữa, việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cũng góp phần nâng cao khả năng sinh lợi cho các công ty này Quản trị vốn luân chuyển đặc biệt quan trọng đối với các doanh nghiệp có quy mô nhỏ và vừa.

Nghiên cứu cho thấy rằng các công ty nhỏ và vừa, với 250 lao động, doanh thu dưới 40 triệu bảng và vốn chủ sở hữu dưới 27 triệu bảng, chủ yếu có tài sản dưới dạng tài sản lưu động và nợ ngắn hạn là nguồn tài trợ chủ yếu Có mối tương quan nghịch biến và có ý nghĩa thống kê giữa khả năng sinh lợi và số ngày phải thu cũng như số ngày tồn kho Tuy nhiên, nhóm tác giả không xác định được ảnh hưởng của số ngày phải trả cho người bán đến ROA của các công ty do mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê khi kiểm soát các vấn đề nội sinh.

Nghiên c ứ u ở Vi ệ t Nam

Vào năm 2011, tác giả Bùi Kim Phương đã tiến hành nghiên cứu về ảnh hưởng của quản trị vốn luân chuyển đối với khả năng sinh lợi và dòng tiền hoạt động của 365 công ty phi tài chính niêm yết tại Sở Giao dịch Chứng khoán TP Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn từ năm 2008 Nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp.

Nghiên cứu năm 2010 chỉ ra mối quan hệ nghịch biến và có ý nghĩa thống kê giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền khách hàng, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và khả năng thanh toán nhanh với tỷ lệ dòng tiền hoạt động trên doanh thu Ngược lại, việc sử dụng đòn bẫy tài chính có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ này Đặc biệt, kỳ thanh toán cho nhà cung cấp, tốc độ tăng trưởng doanh thu và quy mô công ty không có tương quan có ý nghĩa thống kê với dòng tiền hoạt động Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn cho thấy mối tương quan nghịch biến giữa khả năng sinh lợi (đo bằng ROA) với chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thu tiền khách hàng và kỳ thanh toán cho nhà cung cấp.

Năm 2012, Phan Thị Phượng đã tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa khả năng sinh lợi, được đo bằng tỷ suất lợi nhuận gộp, và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, cũng như kỳ thu tiền khách hàng tại 331 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam Kết quả cho thấy có mối liên hệ thống kê rõ ràng giữa khả năng sinh lợi và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt.

Các nghiên cứu đã chỉ ra mối liên hệ giữa khả năng sinh lợi và quản lý vốn lưu động Sử dụng vốn lưu động một cách hợp lý sẽ giúp các nhà quản trị cải thiện hiệu quả quản lý dòng tiền hoạt động, từ đó nâng cao khả năng sinh lợi của công ty.

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Ph ươ ng pháp nghiên c ứ u

Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng với các mô hình hồi quy dữ liệu bảng, bao gồm mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM), nhằm ước lượng tác động của các yếu tố như Kỳ phải thu khách hàng (AR), Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (INV), Kỳ thanh toán cho nhà cung cấp (AP) và Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) lên khả năng sinh lợi của doanh nghiệp nhỏ và vừa Ngoài ra, nghiên cứu còn xem xét các biến mở rộng như Độ lớn của doanh nghiệp (SIZE), Tốc độ tăng trưởng doanh thu (SGROW), Tỷ số nợ trên tài sản (DEBT) và Tốc độ tăng trưởng GDP (GDPGR) Sau khi thu thập dữ liệu, tác giả tính toán các biến giải thích và sử dụng phần mềm Eviews 6 trên Windows để phân tích Quy trình nghiên cứu được thực hiện theo các bước cơ bản nhằm đánh giá tác động của quản lý vốn lưu động lên khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Hình 3.1 Quy trình nghiên cứu

Xác định vấn đề nghiên cứu

↓Hướng nghiên cứu tiếp theo

Các bi ế n và gi ả thi ế t nghiên c ứ u

Các bi ế n

Để phân tích tác động của quản lý vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp, tác giả sử dụng các biến nghiên cứu sau:

Bảng 3.1 Tổng hợp các biến

Các biến Ký Hiệu Đơn vị Công thức tính

Tỷ suất sinh lợi trên tài sản ROA % ROA=(Lợi nhuân sau thuế/ Tổng tài sản)*100%

Kỳ phải thu khách hàng AR Ngày AR= (Bình quân khoản phải thu/Doanh thu bán hàng)*365

Kỳ luân chuyển hàng tồn kho INV Ngày INV= (Bình quân hàng tồn kho/Giá vốn hàng bán)*365

Kỳ phải trả người bán AP Ngày AP= (Bình quân khoản phải trả/Giá vốn hàng bán)*365 Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt CCC Ngày CCC= AR+INV-AP

Quy mô doanh nghiệp SIZE SIZE= Log Tổng tài sản

Tốc độ tăng doanh thu SGROW % SGROW= {(Doanh thu năm(t)- doanh thu năm

Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản DEBT % DEBT= Tổng nợ/ Tổng tài sản

Tốc độ tăng GDP GDPGR %

GDPGR được tính bằng công thức: {(Tổng sản phẩm trong nước theo giá so sánh năm t - Tổng sản phẩm trong nước theo giá so sánh năm (t-1)) / Tổng sản phẩm trong nước theo giá so sánh năm t0}*100% Công thức này được tổng hợp từ nghiên cứu của Nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006).

Các gi ả thi ế t nghiên c ứ u và k ỳ v ọ ng d ấ u

Dựa vào các kết quả nghiên cứu trước đây và kỳ vọng của bài nghiên cứu, tác giả đưa ra các giả thuyết nghiên cứu như sau:

Giả thuyết Kỳ vọng Cơ sở

H1: Kỳ thu tiền bình quân (AR) có tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi trên tài sản(ROA) -

- Nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006)

H2: Kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân (INV) có tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi (ROA) -

Nhóm tác giả Pedro Juan Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006) đã chỉ ra rằng kỳ thanh toán tiền bình quân (AP) có mối tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi (ROA), điều này được khẳng định bởi nghiên cứu của Singh và Pandy (2008).

(H4) : Số ngày chuyển đổi tiền mặt (CCC) có tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi (ROA) -

H5 : Quy mô công ty (SIZE) có tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi (ROA) +

H6) : Tốc độ tăng doanh thu (SGROW) có tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi (ROA)

+ - Nhóm tác giả Pedro Juan

Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006) H7) : Tỷ lệ nợ trên tài sản (DEBT) có tương quan dương (+) với tỷ suất sinh lợi (ROA) - - Nhóm tác giả Pedro Juan

Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006) H8) : Tốc độ tăng trưởng GDP (GDPGR) có tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi (ROA) + - Nhóm tác giả Pedro Juan

Garcia – Teruel và Pedro Martinez-Solano (2006)

D ữ li ệ u

Dữ liệu trong nghiên cứu này được thu thập từ Cục Thống Kê Thành Phố Hồ Chí Minh, bao gồm toàn bộ Báo cáo tài chính của các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại thành phố Việc lựa chọn các doanh nghiệp này dựa trên Điều 3 Nghị định số 56/2009/NĐ-CP, ban hành ngày 30/6/2009, của Chính phủ về định nghĩa doanh nghiệp nhỏ và vừa.

Tác giả đã áp dụng các tiêu chí lựa chọn nghiêm ngặt và sử dụng bộ lọc để loại bỏ các quan sát bất thường, như doanh nghiệp có doanh thu bằng không và các tỷ số có biến động quá lớn Cuối cùng, mẫu nghiên cứu bao gồm 3.095 doanh nghiệp với 21.665 quan sát Để phân tích ảnh hưởng của chu kỳ kinh tế, tác giả sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP hàng năm tại Thành Phố Hồ Chí Minh từ dữ liệu Niên giám Thống kê của Cục Thống Kê Thành Phố Hồ Chí Minh.

Dữ liệu bảng, hay còn gọi là dữ liệu kết hợp giữa chuỗi thời gian và không gian, là một dạng dữ liệu phổ biến, cho phép nghiên cứu sự biến thiên theo thời gian của các đơn vị chéo theo không gian Mặc dù có tính chất toán học và thống kê phức tạp, dữ liệu bảng mang lại nhiều ưu điểm như cung cấp thông tin đa dạng hơn, giảm thiểu hiện tượng cộng tuyến giữa các biến số, và tăng cường bậc tự do trong phân tích Tuy nhiên, việc lập mô hình dữ liệu bảng vẫn tồn tại những thách thức cần được xem xét.

Mô hình và ph ươ ng pháp ki ể m đị nh mô hình

Mô hình nghiên c ứ u

Mô hình hồi quy được áp dụng dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của các tác giả quốc tế Qua những nghiên cứu này, tác giả đã xác định mô hình nghiên cứu trong luận văn này bao gồm hệ thống 4 phương trình.

Trong mô hình phân tích ROA, β0 đại diện cho giá trị trung bình của ROA khi tất cả các yếu tố khác bằng 0 Trong khi đó, βi cho thấy mức thay đổi trung bình của ROA khi yếu tố i tăng thêm 1 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.

Ph ươ ng pháp ki ể m đị nh mô hình

Kiểm định Wald Test được sử dụng để xác định sự hiện diện của các biến không cần thiết trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng Qua việc phân tích kết quả ước lượng mô hình, tác giả sẽ đánh giá mức ý nghĩa (Prob) của từng biến để xác định biến nào là thừa và không cần thiết.

+ Nếu mức ý nghĩa (Prob) ≤ 0.05 các biến có ý nghĩa thống kê và cần thiết trong mô hình sử dụng.

+ Nếu mức ý nghĩa (Prob) ≥ 0.05 các biến không có ý nghĩa thống kê và loại ra khỏi mô hình

• Vẽ đồ thị và dùng kiểm định White – kiểm định phương sai thay đổi

+ Vẽ đồ thị : dựa vào đồ thị kiểm tra sự phân tán của dữ liệu, kiểm định sự tuyến tính của mô hình hồi quy.

Kiểm định White không được phần mềm Eviews hỗ trợ trong việc ước lượng dữ liệu bảng (Panel data) Tuy nhiên, theo nghiên cứu của Muhamad2, hiện tượng phương sai của nhiễu thay đổi trong mô hình hồi quy dữ liệu bảng đã được phần mềm tự động xử lý.

Kiểm định đa cộng tuyến (Correlations) là quá trình xem xét sự ảnh hưởng lẫn nhau giữa các biến độc lập (X), hay còn gọi là sự tương quan giữa chúng Điều này được thực hiện thông qua việc tạo ra ma trận tương quan giữa các biến giải thích với nhau (Brooks, 2002) Để nhận biết hiện tượng đa cộng tuyến, cần phân tích các chỉ số tương quan trong ma trận này.

+ Hệ số R 2 cao, nhưng tỷ số t-statistic thấp.

+ Hệ số tương quan giữa các biến độc lập cao, nếu > 0,8 thì chắc chắn có đa cộng tuyến.

+ Dấu của hệ số hồi quy khác với dấu kỳ vọng cũng là dấu hiệu dễ nhận ra có hiện tượng đa cộng tuyến.

Kiểm định tự tương quan của nhiễu bằng hệ số Durbin-Watson là một phương pháp quan trọng trong phân tích hồi quy Để đảm bảo kết quả hồi quy phù hợp, hệ số Durbin-Watson cần nằm trong khoảng từ 1 đến 3, điều này cho thấy hiện tượng tự tương quan ít xảy ra.

Khi lựa chọn mô hình, tác giả sử dụng kiểm định Hausman (1978) và Likelihook Ratio để xác định xem nên sử dụng mô hình FEM, REM hay OLS thông thường Việc áp dụng hai phương pháp này giúp đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy trong việc lựa chọn mô hình phù hợp cho nghiên cứu.

Kiểm định Likelihood Ratio đóng vai trò quan trọng trong việc ước lượng phương trình, dựa trên các giả định về tung độ gốc, hệ số độ dốc và số hạng sai số Trước tiên, tác giả xác định sự biến đổi của các hệ số; nếu không có sự thay đổi theo thời gian và cá nhân, mô hình hồi quy OLS thông thường sẽ được áp dụng.

- Giả thuyết Ho : Tấc cả các hệ số đều không đổi theo thời gian và theo các cá nhân

- Giả thuyết H1: Các hệ số thay đổi theo thời gian hoặc theo cá nhân.

- Nếu Prob ≥ 0.05 chấp nhận giả thuyết Ho, chúng ta ước lượng hồi quy theo phương pháp Pooled OLS

Nếu giá trị Prob nhỏ hơn hoặc bằng 0.05, giả thuyết Ho sẽ bị bác bỏ, cho thấy rằng các tác động có liên quan đến yếu tố không gian và thời gian Trong trường hợp này, việc sử dụng mô hình hồi quy dữ liệu bảng sẽ mang lại kết quả ước lượng chính xác hơn Tác giả cũng tiến hành kiểm định Hausman để xác nhận kết quả.

Kiểm định Hausman là một phương pháp quan trọng trong ước lượng mô hình dữ liệu bảng, nhằm xác định mối quan hệ giữa tính không đồng nhất không quan sát được của các công ty và các biến giải thích trong mô hình Nếu phát hiện có sự tương quan, mô hình sẽ được ước lượng bằng phương pháp hiệu ứng cố định (Fixed effects) Ngược lại, nếu không có sự tương quan, phương pháp hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects) sẽ được áp dụng.

- Giả thuyết Ho : Không có mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số theo cá nhân €I và các biến hồi quy độc lập X.

- Giả thuyết H1: Có mối tương quan khả dĩ giữa các thành phần sai số theo cá nhân

€I và các biến hồi quy độc lập X.

Nếu giá trị Prob lớn hơn hoặc bằng 0.05, ta chấp nhận giả thuyết Ho và lựa chọn mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), vì nó sẽ cung cấp kết quả ước lượng tốt hơn so với mô hình hiệu ứng cố định (FEM).

- Nếu Prob ≤ 0.05 bác bỏ giả thuyết Ho, những tác động được xem là cố định và mô hình FEM sẽ cho kết quả ước lượng tốt hơn REM.

Ngoài việc không vi phạm các giả thiết ràng buộc, tác giả sẽ lựa chọn mô hình dựa trên các tiêu chí như R2 hiệu chỉnh cao, Pro(T-statistic) và Pro(F-statistic) nhỏ hơn α, cùng với các chỉ số AIC và Schwarz ở mức thấp để đảm bảo tính phù hợp của mô hình.

Mô hình hồi quy dữ liệu bảng bao gồm mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) có những đặc điểm riêng Khi có số liệu theo chuỗi thời gian lớn và số mẫu lớn, hai phương pháp này ít khác biệt; tuy nhiên, trong trường hợp mẫu lớn và thời gian ngắn, mô hình FEM thường phù hợp hơn Tác giả đã kiểm định tính dừng, nhưng do số năm quan sát hạn chế, phần mềm không cung cấp kết quả, cho thấy tính dừng trong chuỗi ngắn không phải là yếu tố quan trọng.

10,63% Giao thông vận tải và dịch vụ công cộng

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Th ố ng kê mô t ả các bi ế n nghiên c ứ u

Mô t ả m ẫ u nghiên c ứ u

Mẫu nghiên cứu bao gồm 3.095 doanh nghiệp nhỏ và vừa tại TP.HCM, trong đó có 2 doanh nghiệp nông nghiệp, 2 doanh nghiệp khai thác mỏ, 578 doanh nghiệp sản xuất, 70 doanh nghiệp xây dựng, 817 doanh nghiệp bán lẻ, 329 doanh nghiệp bán buôn, 583 doanh nghiệp kinh doanh vận tải và 714 doanh nghiệp trong ngành dịch vụ.

Bảng 4.1: Số lượng doanh nghiệp theo nhóm ngành kinh tế

Ngành cấp 2 Tần số Tần suất (%) tần suất hợp lệ (%) Tần suất tích lũy (%)

Giao thông vận tải và dịch vụ công cộng 583 18,8 18,8 76,9

(Nguồn: tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu) Đồ thị 4.1 : Tỷ trọng nhóm ngành trong mẫu nghiên cứu

Theo đồ thị, ngành bán lẻ chiếm tỷ trọng cao nhất với 26.4%, tiếp theo là ngành dịch vụ với 23.07% Ngược lại, ngành nông nghiệp và khai thác mỏ có tỷ trọng thấp nhất, mỗi ngành chỉ chiếm 0.06%.

(Nguồn : tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)

4.1.2 Giá trị trung bình của các biến nghiên cứu

- Số liệu tính toán được từ dữ liệu như sau:

Bảng 4.2 : Giá trị trung bình của các biến theo nhóm ngành kinh tế :

ROA AR INV AP CCC

Giao thông cận tải và dịch vụ công cộng 3,87 32,01 102,26 50,73 83,55

Ngành xây dựng và sản xuất có tỷ suất sinh lợi thấp nhất, lần lượt đạt 1.9% và 2.07% Ngược lại, ngành bán buôn dẫn đầu với tỷ suất sinh lợi cao nhất, đạt 8.8%, trong khi ngành dịch vụ cũng có tỷ suất sinh lợi cao Một số ngành khác ghi nhận tỷ suất sinh lợi trung bình khoảng 4.22%.

Tỷ suất sinh lợi bình quân (ROA)

0 NôngKhai nghiệp thác mỏ Sản xuấtXây dựng Bán lẻ Bán buônGT VT Dịch

Ngành cấp 2 Đồ thị 4.2 cho thấy tỷ suất lợi nhuận bình quân theo ngành, với số liệu được tính toán từ dữ liệu nghiên cứu Theo đó, ngành bán buôn có số ngày khoản phải thu trung bình thấp nhất, chỉ khoảng 18 ngày Ngược lại, các công ty xây dựng lại có số ngày phải thu khách hàng dài nhất, vượt quá 47 ngày, trong khi các công ty thuộc nhóm ngành sản xuất có số ngày phải thu cũng kéo dài hơn 43 ngày.

Hàng tồn kho trong ngành xây dựng có thời gian lưu trữ trung bình dài nhất, lên đến hơn 142 ngày, tiếp theo là ngành bán lẻ với thời gian lưu trữ cũng kéo dài.

136 ngày Trong khi đó ngành dịch vụ có số ngày hàng lưu kho thấp nhất (47 ngày).

Trong lĩnh vực thanh toán, ngành nông nghiệp và khai thác mỏ có thời gian phải trả cho nhà cung cấp ngắn nhất, lần lượt là 5.2 ngày và 8.56 ngày Ngược lại, các công ty trong ngành bán lẻ và giao thông vận tải lại có thời gian thanh toán lâu hơn, với 63 ngày và 51 ngày.

Theo thời gian trung bình, tác giả nhận thấy chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trong ngành dịch vụ là thấp nhất, chỉ đạt 59.77 ngày Điều này cho thấy các doanh nghiệp trong lĩnh vực này có hiệu suất quản lý dòng tiền tương đối tốt.

Ngành xây dựng và sản xuất cần thời gian dài nhất để tạo ra tiền mặt, với 161 ngày cho ngành xây dựng và 128 ngày cho ngành sản xuất Điều này cho thấy hai ngành này cần nguồn tài trợ kinh phí nhiều hơn và trong thời gian lâu hơn để duy trì hoạt động hiệu quả.

Bảng 4.3 Giá trị trung bình của các biến qua các năm

Nghiên cứu cho thấy tỷ suất sinh lợi bình quân (ROA) của các doanh nghiệp Việt Nam đã tăng liên tục từ 1.65% lên 5.66% trong giai đoạn 2004-2007, nhưng bắt đầu giảm từ năm 2008 do khủng hoảng tài chính toàn cầu Khó khăn kinh tế này đã tác động tiêu cực đến các doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp vừa và nhỏ Các biến độc lập như số ngày phải thu bình quân, số ngày hàng tồn kho, số ngày phải trả người bán và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đều có xu hướng tăng mạnh trong giai đoạn khủng hoảng 2008-2010, phản ánh tình hình khó khăn của các doanh nghiệp trong thời điểm này.

Gía trị trung bình của ROA, AR, INV, AP, CCC qua các năm

ROA AR INV AP CCC

Trong giai đoạn từ 2004 đến 2010, hình kinh doanh của doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn, với tình trạng hàng hóa không tiêu thụ được và thiếu vốn lưu động, dẫn đến tỷ suất sinh lợi sụt giảm Để minh họa rõ hơn về xu hướng này, tác giả đã vẽ đồ thị 4.3, thể hiện giá trị trung bình của các biến qua các năm.

Tốc độ tăng GDP của Việt Nam đã liên tục tăng từ 11.68% lên 12.64% trong giai đoạn 2004-2007, nhưng bắt đầu giảm vào năm 2008 và giảm mạnh vào năm 2009 Đến năm 2010, GDP đã có sự hồi phục tương đối với mức tăng 11.75%, nhưng sau đó lại tiếp tục giảm.

4.1.3 Các chỉ số thống kê mô tả

Bảng 4.4 Các chỉ tiêu thống kê mô tả:

Các biến Số quan sát

Trung bình Độ lệch chuẩn Trung vị Nhỏ nhất Lớn nhất

Bảng 4.4 trình bày số liệu thống kê mô tả về các biến trong mẫu doanh nghiệp nhỏ, với tài sản trung bình đạt 3.799 triệu đồng và tỷ suất sinh lợi nhuận trên tài sản hàng năm khoảng 4.22% Doanh nghiệp có lợi nhuận cao nhất ghi nhận lên đến 530% Thời gian trung bình thu hồi khoản phải thu là 35 ngày, trong khi thời gian phải trả người bán là 43 ngày, và số ngày hàng tồn kho bình quân là 106 ngày.

Các công ty mẫu ghi nhận tốc độ tăng trưởng doanh số bình quân hàng năm đạt 29%, trong khi tỷ lệ nợ trên tổng tài sản bình quân là 39% Trong giai đoạn từ 2004 đến 2010, tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đạt 11,39%.

Các ch ỉ s ố th ố ng kê mô t ả

Bảng 4.4 Các chỉ tiêu thống kê mô tả:

Các biến Số quan sát

Trung bình Độ lệch chuẩn Trung vị Nhỏ nhất Lớn nhất

Bảng 4.4 trình bày số liệu thống kê mô tả về các biến trong mẫu, cho thấy các doanh nghiệp nhỏ có tài sản trung bình đạt 3.799 triệu đồng và tỷ suất sinh lợi nhuận trên tài sản hàng năm khoảng 4.22% Doanh nghiệp có lợi nhuận cao nhất ghi nhận đạt 530% Thời gian khoản phải thu trung bình là 35 ngày, trong khi số ngày phải trả người bán là 43 ngày, và số ngày hàng tồn kho bình quân là 106 ngày.

Các công ty mẫu ghi nhận tốc độ tăng trưởng doanh số bình quân hàng năm đạt 29% và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản bình quân là 39% Trong giai đoạn phân tích từ 2004 đến 2010, tốc độ tăng trưởng GDP bình quân đạt 11,39%.

Ma tr ậ n t ươ ng quan

Tác giả mô tả ma trận tương quan giữa các biến như sau:

Bảng 4.5 : Ma trận tương quan

ROA AR INV AP CCC SIZE SGROW DEBT GDPGR

(Nguồn: tính toán của tác giả)

Bảng kết quả cho thấy ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình, với mối tương quan nghịch giữa ROA và số ngày phải thu, số ngày hàng tồn kho, cũng như số ngày phải trả Đặc biệt, mối tương quan giữa ROA và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cũng cho thấy sự nghịch biến đáng kể, chỉ sau hàng tồn kho Điều này khẳng định rằng thời gian thanh toán cho nhà cung cấp, thu tiền từ khách hàng và giữ sản phẩm đều ảnh hưởng đến lợi nhuận của công ty Ngoài ra, tác giả phát hiện mối tương quan cao giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và số ngày hàng tồn kho (0.76), tuy nhiên hai biến này được thể hiện trong các mô hình khác nhau, do đó không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong cùng mô hình.

Ki ể m đị nh s ự khác bi ệ t gi ữ a các nhóm trong m ỗ i bi ế n nghiên c ứ u v ớ i t ỷ su ấ t sinh

Tác giả tiến hành phân tích tuần tự biến để xác định sự khác biệt đáng kể trong các biến nghiên cứu giữa các công ty có tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) cao nhất và thấp nhất.

Tác giả phân loại tỷ suất sinh lợi (ROA) thành bốn nhóm dựa trên tứ phân vị và thực hiện kiểm định trung bình tuần tự các biến độc lập theo tứ phân vị của ROA bằng phương pháp phân tích phương sai (ANOVA).

Bảng 4.6 Giá trị trung bình của các biến độc lập theo tứ phân vị của ROA

Các giá trị trung bình của các biến nghiên cứu cho thấy sự khác biệt rõ rệt giữa nhóm công ty có tỷ suất lợi nhuận cao nhất (tứ phân vị thứ 4) và nhóm công ty có tỷ suất lợi nhuận thấp nhất (tứ phân vị thứ 1).

Các công ty có tỷ suất lợi nhuận cao nhất thường có số ngày phải thu, số ngày hàng tồn kho và số ngày phải trả người bán thấp hơn, dẫn đến chu kỳ chuyển đổi tiền mặt ngắn hơn Ngược lại, những công ty có tỷ suất sinh lợi thấp lại có số ngày phải thu, số ngày phải trả, số ngày hàng tồn kho và chu kỳ chu chuyển tiền mặt dài hơn.

Mặc dù về quy mô công ty (SIZE), chưa có kết luận rõ ràng về sự khác biệt đáng kể giữa nhóm công ty có tỷ suất sinh lợi cao nhất và nhóm công ty có tỷ suất sinh lợi thấp nhất.

Biểu đồ các biến AR, INV,AP, CCC Theo tứ phân vị ROA

Tứ phân vị thứ Tứ phân vị thứ Tứ phân vị thứ Tứ phân vị thứ

Biểu đồ các biến SIZE, SGROW, DEBT theo tứ phân vị ROA

Tứ phân vị thứ Tứ phân vị thứ Tứ phân vị thứ 2 3 4 Đồ thị 4.4 Giá trị trung bình của các biến độc lập theo Tứ phân vị của ROA

Các kết quả này phù hợp với tương quan trong bảng 4.5, nhưng chưa đủ để khẳng định mối quan hệ giữa ROA và các biến độc lập Tác giả sẽ tiếp tục thực hiện phân tích mô hình hồi quy đa biến.

K ế t qu ả nghiên c ứ u

Ch ọ n l ự a mô hình h ồ i quy

4.4.1.1Kiểm định sự có mặt của biến không cần thiết Ước lượng mô hình không giới hạn U (Unrestric) của 4 phương trình hồi quy ta có kết quả hồi quy sau:

B ả ng k ế t qu ả h ồ i quy đ ánh giá s ự có m ặ t c ủ a các bi ế n không c ầ n thi ế t- Ph ươ ng trình 1

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

B ả ng k ế t qu ả h ồ i quy đ ánh giá s ự có m ặ t c ủ a các bi ế n không c ầ n thi ế t - Ph ươ ng trình 2

B ả ng k ế t qu ả h ồ i quy đ ánh giá s ự có m ặ t c ủ a các bi ế n không c ầ n thi ế t - Ph ươ ng trình 3

B ả ng k ế t qu ả h ồ i quy đ ánh giá s ự có m ặ t c ủ a các bi ế n không c ầ n thi ế t Ph- ươ ng trình 4

Kết quả ước lượng từ các phương trình cho thấy tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê với giá trị Prob ≤ 0.05, điều này chứng tỏ rằng tất cả các biến đều cần thiết trong mô hình hồi quy.

Việc ước lượng phương trình phụ thuộc vào các giả định về tung độ gốc, hệ số độ dốc và số hạng sai số Đầu tiên, tác giả kiểm định Likelihook Ratio để xác định sự thay đổi của các hệ số theo thời gian và cá nhân Nếu không có sự thay đổi, mô hình hồi quy OLS thông thường sẽ được sử dụng.

Kết quả kiểm định Likelihook Ratio :

Hồi quy Phương trình (1) với biến độc lập AR

Test cross-section fixed effects

Hồi quy Phương trình (2) với biến độc lập INV

Hồi quy Phương trình (3) với biến độc lập AP

Hồi quy Phương trình (4) với biến độc lập CCC

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị P-value của 4 phương trình đều nhỏ hơn 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Điều này chỉ ra rằng các hệ số độ dốc có sự thay đổi theo thời gian hoặc theo cá nhân, do đó không thể áp dụng phương pháp hồi quy OLS thông thường.

Tác giả tiếp tục kiểm định Hausman để chọn lựa mô hình hồi quy FEM hay REM.Kết quả kiểm định như sau:

Hồi quy Phương trình (1) với biến độc lập AR

Correlated Random Effects - Hausman Test

Test cross-section random effects

Hồi quy Phương trình (2) với biến độc lập INV

Hồi quy Phương trình (3) với biến độc lập AP

Hồi quy Phương trình (4) với biến độc lập CCC

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Prob nhỏ hơn 0.05, cho phép bác bỏ giả thuyết Ho với độ tin cậy 95% Do đó, các tác động được coi là ảnh hưởng cố định, nên mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) là lựa chọn phù hợp để ước lượng cho các phương trình, mang lại kết quả giải thích tốt hơn so với mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM).

ế t qu ả nghiên c ứ u

Hồi quy các phương trình 1, 2, 3 và 4 theo mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) với biến phụ thuộc là ROA và các biến độc lập như AR, INV, AP, CCC, DEBT, SIZE, GDPGR, SGROW đã cho ra bảng kết quả đáng chú ý.

B ả ng 4.7 : Tổng hợp kết quả chạy mô hình

Biến Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4

*Độ tin cậy 90%; ** Độ tin cậy 95%; *** Độ tin cậy 99% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy)

Với mức ý nghĩa 5%, kết quả hồi quy cho thấy tất cả các biến độc lập và các biến mở rộng đều có ý nghĩa trong mô hình, vì các hệ số Prob đều nhỏ hơn 0.05.

Từ đó ta có mô hình nghiên cứu thực nghiệm sau:

ROA= - 38.6674 - 0.0098AR - 0.2456DEBT + 4.9082SIZE – 0.2132GDPGR + 0.0180 SGROW (1) ROA= - 39.5185 – 0.0100INV- 0.2426DEBT + 5.0559SIZE – 0.1918GDPGR + 0.0168 SGROW (2) ROA= - 40.55097 – 0.0111AP- 0.2342DEBT + 5.0983SIZE – 0.1902GDPGR + 0.0179 SGROW (3) ROA= - 37.0626 – 0.0054CCC- 0.2508DEBT + 4.7514SIZE – 0.2101GDPGR + 0.0176 SGROW (4)

Phương trình (1) chỉ ra rằng có mối tương quan nghịch giữa tỷ suất sinh lợi và kỳ thu tiền khách hàng bình quân Cụ thể, khi kỳ thu tiền khách hàng bình quân tăng thêm 1 ngày, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.0098%.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lợi; cụ thể, khi tỷ số nợ tăng 1%, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.2456%.

Quy mô doanh nghiệp có mối liên hệ tích cực với tỷ suất sinh lợi; khi quy mô tăng lên, tỷ suất sinh lợi sẽ tăng thêm 4.9082% Tương tự, tốc độ tăng doanh thu cũng ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi, với mỗi 1% doanh thu tăng thêm, tỷ suất sinh lợi sẽ tăng 0.018%.

Mặc dù GDP có mối tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi, khi GDP tăng 1% thì tỷ suất sinh lợi lại giảm 0.2132%, điều này trái với kỳ vọng và có vẻ không hợp lý Tuy nhiên, trong bối cảnh kinh tế khó khăn và sự gia tăng đầu tư, đặc biệt là đầu tư công, tốc độ tăng trưởng GDP thường nhanh hơn tốc độ tăng tỷ suất sinh lợi Vấn đề này sẽ được phân tích chi tiết ở phần sau.

Phương trình (2) chỉ ra rằng có mối quan hệ nghịch giữa tỷ suất sinh lợi và kỳ thu tiền khách hàng bình quân cũng như kỳ chu chuyển hàng tồn kho bình quân Khi kỳ thu tiền và kỳ chu chuyển hàng tồn kho tăng lên, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm.

1 ngày sẽ làm tỷ suất sinh lợi giảm 0.01%.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lợi; cụ thể, khi tỷ số nợ tăng 1%, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.2426%.

Quy mô doanh nghiệp và tốc độ tăng doanh thu đều có ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi Cụ thể, khi quy mô doanh nghiệp tăng lên 1 lần, tỷ suất sinh lợi sẽ tăng 5.0559% Tương tự, mỗi 1% doanh thu tăng thêm sẽ giúp tỷ suất sinh lợi tăng 0.0168%.

Tuy nhiên GDP lại có tương quan nghịch với tỷ suất sinh lợi, GDP tăng lên 1% lại làm tỷ suất sinh lợi giảm 0.1918%

Phương trình (3) chỉ ra rằng có mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ suất sinh lợi và kỳ thanh toán trung bình cho nhà cung cấp Cụ thể, nếu kỳ thanh toán cho nhà cung cấp tăng thêm 1 ngày, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.0111%.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lợi; khi tỷ số nợ tăng 1%, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.2342%.

Quy mô doanh nghiệp và tỷ suất sinh lợi có mối quan hệ đồng biến, với việc tăng quy mô doanh nghiệp sẽ dẫn đến tỷ suất sinh lợi tăng 5.0983% Tương tự, tốc độ tăng doanh thu cũng ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi, khi doanh thu tăng thêm 1% sẽ giúp tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0.0179%.

Mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt bình quân được thể hiện qua phương trình (4), cho thấy rằng khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt bình quân tăng thêm 1 ngày, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.0054%.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ nghịch với tỷ suất sinh lợi; cụ thể, khi tỷ số nợ tăng 1%, tỷ suất sinh lợi sẽ giảm 0.2508%.

Quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi; mỗi lần tăng quy mô sẽ dẫn đến tỷ suất sinh lợi tăng 4.7514% Bên cạnh đó, tốc độ tăng doanh thu cũng tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi, với mỗi 1% doanh thu tăng thêm giúp tỷ suất sinh lợi tăng thêm 0.0176%.

4.4.2.2 Kiểm định phương sai thay đổi

ế t lu ậ n t ừ k ế t qu ả nghiên c ứ u

Chương cuối cùng sẽ tổng kết kết quả nghiên cứu từ mô hình hồi quy và trả lời các câu hỏi nghiên cứu đã nêu ở chương 1 Đồng thời, chương này cũng sẽ chỉ ra những hạn chế trong quá trình thực hiện nghiên cứu và đề xuất các hướng nghiên cứu tiếp theo cho các nghiên cứu trong tương lai.

K ế t lu ậ n

Luận văn sử dụng mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) để phân tích tác động của các yếu tố như kỳ thu tiền khách hàng bình quân, kỳ chu chuyển hàng tồn kho, kỳ thanh toán cho nhà cung cấp và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản, phản ánh hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính của 3.095 doanh nghiệp nhỏ và vừa trong giai đoạn 2004-2010 Kết quả cho thấy cả bốn yếu tố đều có ảnh hưởng nghịch biến đến tỷ suất lợi nhuận ở mức ý nghĩa 5% Kết luận này đã trả lời câu hỏi đầu tiên của nghiên cứu, với hai yếu tố có tác động lớn nhất đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản là kỳ thanh toán cho nhà cung cấp và kỳ chu chuyển hàng tồn kho.

Dựa trên kết quả nghiên cứu trên, tác giả có thể đưa ra các kết luận sau:

+ Nhà quản lý vốn của một doanh nghiệp nhỏ và vừa có thể làm tăng lợi nhuận của doanh nghiệp bằng cách giảm số ngày các khoản phải thu.

Để gia tăng tỷ suất sinh lợi, doanh nghiệp cần giảm số ngày chu chuyển hàng tồn kho đến mức hợp lý Trong bối cảnh kinh tế khó khăn hiện nay, việc giải phóng hàng tồn kho nhanh chóng đang trở thành mối quan tâm hàng đầu của nhiều doanh nghiệp, và kết quả nghiên cứu này phù hợp với những nghiên cứu trước đó.

Kéo dài thời gian thanh toán có thể làm giảm tỷ suất sinh lợi và gây căng thẳng trong mối quan hệ với nhà cung cấp Do đó, doanh nghiệp nên giảm thời gian thanh toán một cách hợp lý để nhận chiết khấu, chủ động lựa chọn nhà cung cấp và giảm chi phí mua hàng, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động.

Các công ty có thể đạt được lợi thế cạnh tranh bền vững bằng cách tối ưu hóa việc sử dụng nguồn lực và giảm thiểu chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Điều này không chỉ nâng cao hiệu quả hoạt động mà còn gia tăng lợi nhuận cho doanh nghiệp.

H ạ n ch ế c ủ a lu ậ n v ă n và các h ướ ng nghiên c ứ u ti ế p theo

Tiêu đề	Tác Động Của Quản Lý Vốn Luân Chuyển Đến Khả Năng Sinh Lợi Của Doanh Nghiệp
Tác giả	Thái Thị Mỹ Cúc
Người hướng dẫn	TS. Mai Thanh Loan
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2013
Thành phố	Thành Phố Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	80
Dung lượng	434,88 KB