Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp bằng chứng thực nghiệm ở VN

NỀNTẢNGLÝTHUYẾTVỀQUẢNTRỊVỐNLUÂNCHUYỂN

Vốnluânchuyển(workingcapital)đượcđịnhnghĩalàchênhlệchgiữatàisảnngắnh ạnvànợngắnhạn.TrongnghiêncứucủaGuthmannandDougall(1948)thìvốnluânchu yểnchuyểnhoáquatấtcảcácdạng– tồntạitừtiềnmặtđếnhàngtồnk h o , trởthànhkhoảnphảithuvàtrởvềhìnhtháicơbảnlàtiề nmặtkếtthúcvàtiếptụcmộtchukỳkinhdoanhmới.TheoDewing(1941),nócùngvớivố ncốđịnh,làmộtthànhtốquantrọngcủadoanhnghiệp.Mụcđíchcủabàinghiêncứunàychí nhl à xemxétmốiquanhệgiữacácthànhphầncủavốnluânchuyểnnhưhàngtồnkho,khoảnph ảithuvàkhoảnphảitrảđốivớihiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp.

Mụctiêucănbảncủaquảntrịvốnluânchuyểnlàtốiưuhóaviệcđầutưvàotàisản ngắnhạnvàgiảmmứcđộnợngắnhạn,từđó,doanhnghiệpcóthểtốithiểuviệcduytrìcácn guồnquỹchovốnluânchuyểnvànângcaokhảnăngsinhlờitừhoạtđộngkinhdoanh.D ovậy,hiệuquảcủaquảntrịvốnluânchuyểnphụthuộcvàosựcânđốigiữatínhthanhkhoảnvà khảnăngsinhlờicủadoanhnghiệp(Filbecketal.,2007).

Vốnl u â n c h u y ể n t h ư ờ n g đ ư ợ cs ửd ụngđ ể đ o l ư ờ n g t í n h t h a n h k h o ả n c ủadoanhnghiệp,tuynhiêntínhthanhkhoảnquácaocóthểtácđộngtiêucựcđếnhiệuquảh oạtđộngcủadoanhnghiệp(Bhattacharya,2001).

Quản trị vốn lưu chuyển là yếu tố quan trọng trong hoạt động của doanh nghiệp, đặc biệt là trong lĩnh vực thương mại và sản xuất Các doanh nghiệp nhỏ và mới thường duy trì vốn lưu chuyển ở mức thấp, trong khi doanh nghiệp lớn lại có nhu cầu mở rộng kinh doanh và phát triển Chính sách hoạt động của doanh nghiệp sẽ ảnh hưởng đến lượng vốn lưu chuyển mà họ có thể duy trì Việc mở rộng hoạt động kinh doanh đòi hỏi tăng cường tài sản cố định và tài sản lưu chuyển, đồng thời cần tăng vốn lưu chuyển để bù đắp cho công việc kinh doanh trong dài hạn Tuy nhiên, điều này cũng đi kèm với rủi ro cho doanh nghiệp.

Cácyếutốbênngoàicũngcóthểảnhhưởngđếnquảntrịvốnluânchuyển.Phầ nlớncácdoanhnghiệptrảiquasựthayđổibấtthườngtrongnhucầuđốivớih à n g ho ádịchvụtrongchukỳkinhtế.Hoặcmộtsựthayđổitíchcựctrongcôngnghệsẽđẩynha nhnăngsuấthoạtđộng,cácsảnphẩmchấtlượngvớisốlượnglớnsẽđượctiêuthụnhanhh ơnđồngnghĩavớiviệctiềnluânchuyểnnhanhhơn.Tuyn h iê n đầutưvàocôngnghệcần nguồntiềnvànhânlựclớn.

TỔNGQUANCÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚCĐÂY

Quảntrịvốnluânchuyểnvàkhảnăngsinhlời

Shinand và Soenen (1998) cùng với Erasmus (2010) đã nghiên cứu khái niệm Chu kỳ Thương mại thuần (Net Trade Cycle) trong lĩnh vực tài chính Chu kỳ này được tính bằng tổng các khoản phải thu thương mại và hàng tồn kho, sau đó trừ đi các khoản phải trả, và được biểu diễn dưới dạng phần trăm của doanh thu Nghiên cứu của Shinand và Soenen sử dụng mẫu 58.985 doanh nghiệp Mỹ từ năm 1975 đến 1994, cho thấy mối quan hệ tích cực giữa chu kỳ thương mại thuần và lợi nhuận hoạt động của doanh nghiệp Họ nhận thấy rằng doanh nghiệp có thể đạt doanh thu lớn hơn với chính sách tín dụng thoáng hơn, tức là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dài hơn sẽ tăng khả năng sinh lợi Ngược lại, Erasmus (2010) đã sử dụng mẫu doanh nghiệp Nam Phi và kết luận rằng có một mối tương quan âm giữa chu kỳ tiền mặt dài hơn và khả năng sinh lợi của doanh nghiệp.

Deloof( 2 0 0 3 ) p h á t hiệnr a r ằngc á c h t h ứ cq u ảnl ý v ốnl u â n c h u y ể n c ó t á c độngđángkểđếnhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp.Nghiêncứuphântíchmộtmẫugồm 1.009doanhnghiệpphitàichínhlớncủaBỉtronggiaiđoạn1992-

1996vànhậnthấyrằngcómộtmốiquan hệtươngquanâmgiữalợinhuậnhoạtđộnggộp vớisốngàycáckhoảnphảithu,hàngtồnkhovàcáckhoảnphảitrảcủacácdoanhnghiệp. Dođó,tácgiảđưarakếtluậnrằngcácnhàquảnlýcóthểnângcaohiệusuất,tạoragi átrịchocáccổđôngcủadoanhnghiệpbằngcáchrút ngắnthờigiancủacáckhoảnphải thuvàhàngtồnkhoởmứctốithiểuhợplý.Kếtquảcũngchoth ấycó mốit ư ơ n g q u a n â m g i ữac á c t à i k h o ả np h ảit r ảv à lợin h u ậnc ủad o a n h nghiệpvìnóphùhợpvớiquan điểmchorằngcácdoanhnghiệpcólợinhuậnítsẽthườngtrìhoãn,kéodàithờigiantrảnợcủ ahọ.

Nghiên cứu của Lazaridis và Tryfonidis (2006) đã chỉ ra mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của doanh nghiệp thông qua mẫu 131 doanh nghiệp niêm yết trên Sàn Giao dịch Chứng khoán Athens Họ phát hiện ra rằng có một mối quan hệ ngược chiều giữa khả năng sinh lời (được đo bằng lợi nhuận hoạt động gộp) với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, kỳ tồn kho và phải thu bình quân, được sử dụng như thước đo hiệu quả quản trị vốn lưu động Tuy nhiên, kỳ phải trả có tương quan dương với khả năng sinh lời, cho thấy việc chiếm dụng vốn của nhà cung cấp càng lâu càng có lợi Kết luận của họ nhấn mạnh rằng các nhà quản lý có thể tạo ra lợi nhuận cho doanh nghiệp bằng cách giải quyết đúng chu kỳ luân chuyển tiền mặt và giữ các thành phần khác của chu kỳ này (tài khoản phải thu, các khoản phải trả, hàng tồn kho) ở mức độ tối ưu.

Solano(2007)đãnghiêncứutácđộngcủaquảntrivốnluânchuyểnđếnkhảnăngsinhlời bằngcáchsửdụngphươngpháphồiquydữliệubảngbaogồm8,872doanhnghiệpnhỏvàv ừacủaTâyBanNhatronggiaiđoạn1996–

Năm 2002, tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn đóng vai trò quan trọng trong bảng cân đối kế toán của các doanh nghiệp Các nhà quản lý có thể gia tăng giá trị cổ phần bằng cách giảm lượng hàng tồn kho, tối ưu hóa các khoản phải thu và giảm các khoản phải trả Ngoài ra, việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cũng giúp cải thiện khả năng sinh lời của doanh nghiệp.

Nghiên cứu năm 2011 dựa trên mẫu gồm 2.974 doanh nghiệp niêm yết tài chính trên 11 sàn giao dịch chứng khoán ở Châu Âu trong 12 năm từ 1998 đến 2009 cho thấy có mối quan hệ tương quan âm giữa kỳ thu tiền, kỳ lưu kho, kỳ phải trả và khả năng sinh lợi Phân tích hồ sơ bằng phương pháp GLS và OLS chỉ ra rằng các doanh nghiệp có thể tăng khả năng sinh lợi bằng cách giảm thời gian vốn luân chuyển mà doanh nghiệp nắm giữ.

AzharandNoriza(2010)sửdụngcácdữliệuthứcấpđượclấytừcơsởdữliệucủaBloom bergđểphântích,mẫugồm172doanhnghiệpniêmyếttrênSànGiaodịchChứng khoánBursacủaMalaysiađượclựachọnngẫunhiêntrongkhoảngthờig i a n nămnămtừnă m2003đếnnăm2007,họchorằngtồntạimốiquanhệtươngq u an âmđángkểgiữacácbi ếnquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộngcủad o an hnghiệp.

Mohammad(2 01 1) đ ã n g h i ê n c ứ ud ựat r ê n m ẫ u q u a n s á t gồm1 063d o a n h nghiệphàngđầutrongsố2.628doanhnghiệpniêmyếttrênSànGiaodịchChứngk h o á n T e h r a n , I r a n t r o n g g i a i đ o ạ n2 0 0 1 -

2 0 0 6 , k ếtq u ảc ủan g h i ê n c ứ uc h o t h ấyrằngtrongnhữngdoanhnghiệpnghiêncứu ,cómộtmốiquanhệtươngquanđángkểgiữalàmquảntrịvốnluânchuyểnvà khảnăngsinhlời,quảntrịvốnluânchuyểncó tácđộngảnhhưởnglớnđếnkhảnăngsinhlờic ủacácdoanhnghiệpvàcácnhàquảnlýcóthểtạoragiátrịchocáccổđôngbằngcáchgiảmc áckhoảnphảithuvàhàngtồnkho.

NobaneeandHaddad(2014)sửdụngmẫunghiêncứulớngồm2.123doanhnghi ệphoạtđộngcủaNhậtBảnniêmyếttrênSànGiaodịchChứngkhoánTokyot r o n g suố tgiaiđoạn1990-

2004đểnghiêncứumốiquanhệgiữaquảnlývốnluânchuyểnvàkhảnăngsinhlờicủadoa nhnghiệp.Kếtquảchothấyrằngcácnhàquảnl ý có thểcải thiện hiệuquảhoạt động của doanhnghiệp bằng cách quản lý vốnluânchuyểncóhiệuquả.Thêmvàođó,họđềnghịcácnhàquảnlýnêncânnhắ ccẩn thậnđốivớiviệctrìhoãncáckhoảnphảitrảvìnócóthểgâytổnhạiđốivớiuytíntíndụngcủa doanhnghiệpvàkếtquảlàgiảmkhảnăngsinhlờitrongdàihạn.

2004.Nghiêncứuchỉrarằng,ngànhcôngnghiệpdẫnđầutrongchuỗigiátrịcókhảnă nggiảmchukỳluânchuyểntiềnmặt(CCC)trongkhivẫnduytrìcùngmứcchiphícung ứngtừcácdoanhnghiệpkháctrongchuỗig iá trị(valuechain).

Napompech(2012)phântíchhồiquydựatrênmộtmẫuquansátdữliệubảngc ủa255 doanhnghiệpniêmyếttrênsàngiaodịchcủaSởGiaodịchChứngkhoánT hái Lantừn ă m 2007đ ế n nă m 2009.K ếtquảch othấymộtmốiq u a n hệtư ơn g quanâmgiữatỷlệl ợinhuậnhoạtđộngthuầnvàkỳlưukhovàkỳthutiền.Vìvậy,cácnhàquảnlýcóthểlàmtăngk hảnăngsinhlờicủacácdoanhnghiệpcủahọbằngcách rút n gắ n chukỳluânchuyểntiềnmặt,kỳlưu khovàkỳthu tiền.Tuynhiên, họk h ô n g thểtăngkhảnăngsinhlờibằngcáchtrìhoãncáckhoảnphảitrả.

MansooriandMuhammad(2012)sửd ụngq u a n s á t c ủ a9 2 d o a n h n g h i ệpS i n g a p o r e từnăm2004đếnnăm2011làmmẫunghiêncứu,họchỉrarằngcácnhàquảnlý cóthểtăngkhảnăngsinhlờicủadoanhnghiệpbằngviệcquảnlývốnluânchuyểnmộtcách cóhiệuquả,cụthểhơn,cácnhàquảnlýcókhảnăngsinhlờicủacácdoanhnghiệpbằngcách rútngắnthờigiankỳthutiềnvàkỳlưukho.

Nhiềun g h i ê n c ứ uv ềv ấnđ ề n à y c ũ n g đ ã đ ư ợ c c á c n h à n g h i ê n c ứ ut h ựcnghiệmởcácthịtrườngmớinổi.

Falopea và Ajilore (2009) đã tiến hành nghiên cứu với mẫu 50 doanh nghiệp tại Nigeria trong giai đoạn 1996–2005, nhằm phân tích mối quan hệ nghịch biến giữa thu nhập hoạt động ròng và các chu kỳ thu tiền khách hàng, chu kỳ lưu kho, chu kỳ phải trả và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Kết quả nghiên cứu không cho thấy sự khác biệt đáng kể giữa tác động của việc quản lý vốn lưu động đối với các doanh nghiệp lớn và doanh nghiệp nhỏ.

Eljelly(2004)nghiêncứuthựcnghiệmkiểmtramốiquanhệgiữalợinhuậnvàt ín hthan hkhoảntrênmộtmẫucủacácdoanhnghiệpcổphầnởẢRập–XêÚt.

(2010)sửdụngphântíchhồiquyđabiếnvớimẫudữliệugồmcácd oa n h n g h i ệpđ ư ợ c n i ê m yếtt r ê n S ànG i a o dịchC h ứngk h o á n S í p g i a i đ o ạ n1 9 9 8 -

Mehta(2014)nghiêncứutấtcảcácdoanhnghiệpbấtđộngsảnvàxâydựngn i ê m yếtt r ê n S à n g i a o d ị chc h ứngk h o á n A b u D h a b i t r o n g t h ờ i g i a n 4 n ă m (từ200 7-

2010).Kếtquảchínhcủanghiêncứunàycũngchothấytồntạimộtmốiquanhệtươngquan âmgiữakhả năngsinh lờivàđộdàicủa chukỳluân chuyển tiềnmặtc ủadoanhnghiệp.Cáckhoảnphảitrảvàkỳlưukhocũngđượcchỉralàcácyếutốq u an trọng.

Mathuva(2010)đãkiểmtratácđộnggiữaquảnlývốnluânchuyểncùngcáct h àn h phầncủanóđếnlợinhuậnhoạtđộngc ủamẫugồm30doanhnghiệpđượ cniêm yếttr ênThịtrường ChứngkhoánNairobigiaiđoạn1993–

2008.Cáckếtluậnchính đượcrútratừnghiêncứunàygồm:tồn tạimột mốiquanhệnghịchchiềucóýnghĩagiữakỳthutiềnbìnhquânvàlợinhuận;tuynhiên,m ốiquanhệcóýnghĩag i ữasốngàytồnkhobìnhquânvàkỳtrảtiềnbìnhquânvớilợinhu ậnlạilàcùngchiều.

Abuzayed(2012)đãthựchiệnkiểmđịnhmốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyển đượcđobằngchukỳluânchuyểntiềnmặtvàcácthànhphần củanóvớikhản ăn g sinhlờicủa doanhnghiệpbằngviệcsửdụngmẫudữliệucủa52doanhnghiệpn i ê m yếttrênThịtrường ChứngkhoánAmman,mộtthịtrườngnhỏvàchậmpháttriển.Kếtquảlạichỉrarằngkhả năngsinhlờicủadoanhnghiệpcóquanhệtươngq u a n dươngvớichukỳluânchuyểnti ềnmặt,lýgiảichovấnđềnày,cóthểlàdothấtbạicủathịtrường.

RiêngởViệtNam,Dong,HuynhPhuongandJyh- taySu(2010)đãsửdụngdữliệuthứcấpdạngPooledgồm131doanhnghiệpniêmyếttrên thịtrườngchứng khoántronggiaiđoạn2006–

2008chothấykhảnăngsinhlờivàtínhthanhkhoảnc ủadoanhnghiệpchịuảnhhưởngb ởiviệcquảntrịvốnluânchuyển.Họđãtìmramốiquan hệngượcchiềumạnhgiữa khảnăngsinhlời,đượcđolườngbằngtỷlệlợinhuậnhoạt động gộp,và chukỳluânchuyểntiềnmặt.Điềunàyhàmý rằngsựtăngl ê n củachukỳluânchuyểntiềnmặtsẽdẫnđếnsựsụtgiảmkhảnăngsinhlời.Họcho rằngcácnhàquảnlýcóthểgiatănggiátrịtàisảnchocổđôngbằngcáchxácđịn hchukỳluânchuyểntiềnmặtphùhợpvàduytrìtừngthànhphầncủachukỳn àyởmứct ốiưu.TừThịKimThoavàNguyễnThịUyênUyên(2014)cũngtìmt h ấycáckếtquảtươ ngtự.

Quảntrịvốnluânchuyểnvàgiátrịdoanh nghiệp

Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng tác động của quản trị vốn luân chuyển đến giá trị doanh nghiệp là rất quan trọng Nghiên cứu của Shin và Soenen (1998) cho thấy các doanh nghiệp quản trị vốn luân chuyển hiệu quả hơn có chu kỳ thương mại ngắn hơn, dòng tiền hoạt động cao hơn và giá trị doanh nghiệp cao hơn Do đó, giảm chu kỳ thương mại ngắn được xem là một chiến lược hợp lý để tạo ra giá trị cho doanh nghiệp.

2005vàpháthiệnmốiquanhệnghịchchiềugiữag i á trịdoanhnghiệpvàchínhsáchđầutư vào vốnluânchuyển.Nghiêncứunàychoth ấycó sựkhác biệtđáng kểgiữa cácyêucầuvốn luân chuyểnvà chính sách tàitrợg i ữacácngànhcôngnghiệpkhácnhau.Ngoàira,kếtquảhồiquychỉrarằng,cá cnh àquảnlýcóthểgia tănggiátrị doanhnghi ệpnêunhưxemxétmộtcáchthậ ntrọngviệcđầutưvàovốnluânchuyểncũngnhưcânnhắcvềchínhsáchtàitrợvốn.

AzharandNoriza(2010)nghiên cứunhằmtìmhiểutácđộngcủacácthành phầncủaquảntrịvốnluânchuyểntớihiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệpthểhiện quagiátrịdoanhnghiệp,đượcđolườngbằngchỉsốTobin’Q(TQ),vàkhảnăngsi n h lờicủadoanhnghiệp.Kếtquảchothấycómộttươngquanâmđángkểgiữac ác biếnqu ảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp.

Nghiên cứu năm 2010 đã chỉ ra tác động của vốn luân chuyển đến khả năng sinh lời và định giá thị trường của các doanh nghiệp niêm yết tại Sàn Giao dịch Chứng khoán Tehran, sử dụng chỉ số Tobin’s Q để đo lường giá trị thị trường Kết quả cho thấy có một mối quan hệ đáng kể giữa giá trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lời của doanh nghiệp, mặc dù không tồn tại mối liên hệ rõ ràng với các chỉ tiêu về giá trị thị trường Từ đó, nhà quản trị có thể nâng cao khả năng sinh lời của doanh nghiệp thông qua việc giảm chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và tỷ lệ nợ.

(2012),dựatrênmẫuquansátgồm75doanhnghiệpniêmyếttrênSàn GiaodịchChứngkh oánIstanbal,ThổNhĩKỳđểnghiêncứuthựcnghiệmvềmốiquanhệgiữaquảntrịvốnlu ânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp.ChỉsốTobin’Qvàtỷlệlợinhuậnhoạtđộn ggộp(GrossOperatingProfits-

GOP)đượcsửdụnglàthướcđođạidiệncủagiátrịdoanhnghiệpvàkhảnăngsinhlờitừhoạ tđộngcủacủadoanhnghiệp.Họkếtluậnrằngcómốiquanhệđángkểgiữaquảnlývố nl uâ nchuyểnvà h iệ uquảhoạtđộngc ủadoanhng hi ệp.T h e o kếtquảphântíchhồ iquy,họchỉrarằngcómộtmốiquantươngquandươnggiữachukỳlu ân chuyểntiềnmặ tvàgiátrịdoanhnghiệptrongkhicómộtmốiquanhệtươngquanâmgiữađònbẩyvàg iátrịdoanhnghiệp.Điềunàycónghĩa,kéodàichukỳluânchuyểntiềnmặtsẽlàmtăng giátrịdoanhnghiệpvàđònbẩythấphơnsẽdẫnđếnviệcgiatănggiátrịdoanhnghiệp.

Tómlại,từnhữngnghiêncứutrên,đasốcácnhànghiêncứuđềuđiđếnnhữngkếtluậntươ ngtựnhau.Xuhướngnghiêncứuchỉrarằngquảntrịvốnluânchuyểnc ó tácđộngđếnkhả năngsinhlờivàgiátrịcủadoanhnghiệp.Ngoàira,lợinhuậnđượcđolườngthôngqua nhiềuthướcđonhưlợinhuậntrêndoanhthu,lợinhuận trêntàisản,lợinhuậntrênvốncổphần,lợinhuậntrênvốnđầutư haylợinhuậnhoạtđ ộngcànglàmchắcchắnthêmvaitròcủaquảntrịvốnluânchuyểnđếnhiệuquảhoạtđộng củadoanhnghiệp.

Nghiênc ứ us ửd ụngmẫulớnc ủaS h i n a n d S o e n e n ( 1 9 9 8 ) , D e l o o f ( 2 0 0 3 ) , Garcia-TeruelandMartínez-

Solano(2007)vàNobaneeandHaddad(2014)khátincậy,tuynhiêndữliệunghiêncứutừ lâuvàkhácũsovớithờiđiểmhiệntại.Hầuhếtc á c tácgiảđềuchorằngđểtăngkhảnăngsinhlời cầnrútngắnchukỳtiềnmặt.Tuynhiên, mộtsốtácgiảlạichorằngnêngiữtỷtrọngcácthành phầnvốnluânchuyểnởmứctốiưu(LazaridisandTryfonidis, 2006; Dong, Huynh Phuong an dJhy- taySu,2010;Mathuva,2010),mộtsốkháclạichorằngchỉcầnquảntrịkhoảnphảithu( G i ll etal.,2010)haychỉcầnquảntrịhàngtồnkho,khoảnphảitrả(Garcia-

Tình hình kinh tế Việt Nam hiện tại gặp nhiều khó khăn, đặc biệt là trong ngành dịch vụ, do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng 2008, dẫn đến thiếu hụt vốn, suy giảm số lượng khách hàng và mất dần các nhà cung cấp chất lượng Mặc dù vấn đề quản trị vốn lưu động đã được nghiên cứu từ nhiều năm trước, nhưng vẫn còn là chủ đề đáng quan tâm, vì nhiều doanh nghiệp Việt Nam có quy mô nhỏ và việc quản trị vốn lưu động là yếu tố quyết định sự sống còn của doanh nghiệp Hơn nữa, hầu hết các nghiên cứu trước đây chỉ dừng lại ở việc kiểm định tác động của quản trị vốn lưu động lên khả năng sinh lời mà chưa đề cập đến giá trị thị trường của doanh nghiệp Bài nghiên cứu này sẽ kiểm chứng lại mối quan hệ trên trong một mẫu quan sát lớn với thời gian nghiên cứu kéo dài.

GIỚITHIỆUMÔHÌNH

Cácbiếnnghiêncứu

Việclựachọncácbiếntrongmôhìnhđánhgiátácđộngcủaquảntrịvốnluânchuyểnđ ế nh i ệuq u ảh o ạtđ ộ ngc ủac á c d o a n h n g h i ệ p n i ê m yếtt r ê n T h ịtrườngC h ứngkh oánViệtNam dựatrêncácnghiêncứuthựcnghiệm củacáctácgiảtrước,g ồm2biếnphụthuộc,4biếnđộclậpvà6biếnkiểmsoát.

Mục tiêu cơ bản và quan trọng của hoạt động kinh doanh theo lý thuyết là tăng giá trị cho các cổ đông và tối đa hóa lợi nhuận Chất lượng hoạt động của một doanh nghiệp có thể được hình dung qua cái nhìn tổng quát về lợi nhuận; việc giữ chi phí ở mức thấp sẽ tạo ra biên lợi nhuận lớn cho doanh nghiệp Việc sử dụng công cụ nào để đánh giá hiệu quả tài chính của doanh nghiệp là rất quan trọng, và các chỉ tiêu thường được sử dụng trong các nghiên cứu trước đây có thể chia làm hai loại chính.

(Deloof,2003;LazaridisandTryfonidis,2 0 0 6 ; Garciaet al., 2011;Abuzayed,2012; vàT ừT h ịKimThoavà NguyễnTh ịUyênUyên,2014).Mộtsốnghiêncứukhácsửd ụngTỷsuấtsinhlờitrêntổngtàisản( R O A ) ( G a r c i a - T e r u e l a n d M a r t ínez- Solano,2 0 0 7 ; C h a r i t o u e t a l , 2 0 1 0 ; v à Mehta,2 0 1 4 ) hayTỷsuấts i n h lờit r ê n v ố nc ổp h ần( R O E )

( A k o t o e t a l , 2 0 1 3 ) Ngoàicácýnghĩatàichínhkhácnhau,lýdocủanhữngcách tínhkhácnhaunhưvậy cóthểlàdohạnchếvềcơsởdữliệu;trongnhiềutrườnghợp,sựkhôngđầyđủc ủac ơ s ở giữl i ệus ẽkhiếnc h o m ộts ốn g h i ê n c ứ ub u ộcp h ảic ó c á c h t í n h k h á c n hau.

Biến Cáchtính Kỳvọngv ềdấu Biếnphụthuộc

Doan h thuthu ầ n − Giá v ố n hàng bán GOPTổngtàisản−Tàisảntàichính Tobin’ Q

Giá tr ị th ị tr ườ ngc ủ av ố nc ổ ph ầ n + T ổ ng n ợ TQGiátrịsổsáchcủatổngtàisản

CCC CCC=RCP+ICP− PDP -

VNOI ĐộlệchchuẩncủalợinhuậnthuầntừHĐKD NOI= củamỗiDN trong giai ođo ạn2007−2013 V

Trong nghiên cứu này, lợi nhuận kế toán được đo bằng chỉ tiêu tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP), được định nghĩa là doanh thu thuần trừ đi giá vốn hàng bán và chia cho tổng tài sản trừ đi tài sản tài chính Lazaridis và Tryfonidis (2006) lập luận về lý do sử dụng biến phụ thuộc này thay vì các chỉ tiêu lợi nhuận kế toán khác như thu nhập trước thuế, lãi vay và khấu hao (EBITDA), hoặc lợi nhuận trước hay sau thuế, vì nó cho phép đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, gắn liền với “thành công” hay “thất bại” của hoạt động kinh doanh thông qua một tỷ số hoạt động Hơn nữa, để loại trừ sự tham gia của bất kỳ hoạt động tài chính nào có thể ảnh hưởng đến lợi nhuận tổng thể, cần phải loại trừ tài sản tài chính ra khỏi tổng tài sản.

Tổngtàisản−Tàisảntàichính Đốivớinhómhệsốgiátrịthịtrường,haihệsốMarrisvàTobin’Qrấtthông dụngnhưlà công cụđánh giá khá chính xácvềhiệuquả tài chính doanhnghiệp.Hệsốthứnhấtđượctínhbằngtổnggiátrịthịtrườngcủavốnchủsởhữusovới giátrịsổsáchcủavốnchủsởhữu.Bàinghiêncứunàysẽsửdụnghệsốthứhainhưmộtbiến phụthuộcđểrútranhữngnhậnđịnhvềmốiquanhệgiữavốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộ ngdoanhnghiệp.

NobelKinhtếnăm1981)đưarakháiniệmQvàonhữngnămc u ố ic ủat h ậpkỷ6 0 Ý t ư ở ng ở đâyl à n ế ut h ịtrườngđ á n h g i á mộtd o a n h nghiệpcaohơngiátrịthuầncủanóthìđólàtí nhiệuchorằngdoanhnghiệpnày cótriểnvọngpháttriển.Đểđịnhlượngýtưởngnày,Tobinđềxuấtlấygiátrịvốnhóathịtrườ ngchiachochiphíthaythếcáctàisảnhiệnhữucủadoanhnghiệpvàđặttỷsốnàylàQ.KhiQ lớnhơn1,doanhnghiệpsẽđẩymạnhđầutưđểtăngtrưở ng,n gư ợclạidoanhnghiệ psẽthanhlýbớttàisảnhoặcgiảmđầutưxuốngdướimứckhấuhaođểtàisảntựđộnggiảm dần.

Vớicáchtínhtrên,hệsốTobin’Qhoàntoàncóthểsửdụngđểđánhgiáhiệu quảh o ạtđ ộ ngc ủad o a n h n g h i ệpb ởin ó c ó t h ể p h ảná n h t r ự ct i ếpmứcđột ă n g trư ởnggiátrịvốnchủsởhữutrongcơcấuvốncủadoanhnghiệp.

Sosánhhaihệsốtrên,hệsốGOPlàchỉbáohiệuquảchokếtquảsảnxuấtk i n h d oanhhiệntạivàphảnánhkhảnănglợinhuậnmàdoanhnghiệpđãđạtđượctron gcáckỳ kếtoánđãqua Vìthếhệsốnàylàcách nhìnvềquá khứhoặcđánhgiákhảnănglợinhuậnngắnhạn củadoanh nghiệp.Trong khiđó, hệsốTobin’Qcóthểch o biếthiệuquảtươnglaicủadoanhnghiệpbởichúngphảnánhđượcđá nhgiácủathịtrườngcảvềtiềmnănglợinhuậncủadoanhnghiệptrongtươnglai.

Tómlại,hiệuquảtàichínhcủacácdoanhnghiệpcóthểđượcđánhgiáthôngquah aihệsốtrênkếthợplại.Mặcdùcócáccáchtínhkhácnhau,sựkếthợpcủahaihệsốnàycó thểđưarachotanhữngđánhgiábaoquátvềhiệuquảtàichínhtrongquákhứcũng nhưtiềmnănglợinhuậnvàtăngtrưởngtươnglaicủadoanhnghiệp.

Liênquanđếncácbiếngiảithích,bàinghiêncứusửdụngcácbiến:Kỳthutiềnk hách hàn g(RCP),Kỳlưukho(ICP),Kỳphảitrảngườibán(PDP)vàChukỳluânchuyểntiềnmặt(CC C).Cácbiếnnàyđượctấtcảcáccôngtrìnhnghiêncứutrướcđ â y xemlàbiếngiảithíchtr ongmôhìnhcủahọ. a Kỳthutiềnkháchhàng(RCP)

Trong hoạt động kinh doanh hàng ngày, doanh nghiệp thường phải đối mặt với việc tồn tại các khoản phải thu, đặc biệt là từ khách hàng Các khoản này không chỉ chiếm tỷ trọng lớn mà còn phát sinh thường xuyên, ảnh hưởng đến dòng tiền của doanh nghiệp Việc áp dụng chính sách bán chịu để thu hút khách hàng có thể dẫn đến sự gia tăng khoản phải thu, nhưng cũng đồng nghĩa với việc phát sinh chi phí quản lý và làm chậm quá trình luân chuyển vốn Tình trạng ứ đọng vốn trong kho lưu thông có thể gây thiệt hại cho doanh nghiệp, đặc biệt là khi không thu hồi được nợ Nghiên cứu của Brealey (2006) cho thấy việc cải thiện vốn luân chuyển thông qua việc quản lý các khoản phải thu có thể giúp doanh nghiệp nhận được tiền kịp thời, giảm thiểu rủi ro và căng thẳng tài chính, đồng thời duy trì mối quan hệ tốt với khách hàng.

Tồnkhodựtrữlànhữngtàisảnmàdoanhnghiệpdựtrữđểsảnxuấthoặcđể bánra,nótồntạichủyếudướibadạng:tồnkhonguyênnhiênvật liệu(vậttưdựtrữsảnxuất…);tồnkhosảnphẩmdởdang;vàtồnkhothànhphẩmchờtiêuthụ. Cácd o a n h n g h i ệ p l u ô n p h ả i d u y t r ì h à n g tồnk h o ở mộtquymôn h ấ t địnhn hằmđảmbảosựhoạtđộngliêntụccủaquátrìnhsảnxuấtkinhdoanhcũngnhưđốip h ó vớicácr ủirotrongquátrìnhcungứngvậttư,sảnxuấtvàtiêuthụsảnphẩm.Tuynhiênviệcdựtrữ hàngtồnkhophátsinhcácchiphíbảoquản,cấttrữ,haohụt,mất máthaymấtđichiphícơhộicủavốn.

Hàngtồnkho KỳlưukhoGiávốnhàngbán x365 Đâylàthướcđothểhiệnkhoảngthờigiancầnthiếtđểdoanhnghiệpcóthểt h a n h lýhếtsốlượnghàngtồnkhocủamình(baogồmcảhànghóađangtrongquátr ì nh sảnxu ất).Thôngthường,chỉsốnàyởmứcthấpthểhiệntìnhhìnhhoạtđộngkhátốtcủadoanhng hiệp. c Kỳphảitrảngườibán(PDP)

Khoảnphảitrảlànguồntíndụngthươngmạitừphầndoanhthubánchịucủac á c nh àcungcấp.Trongnghiêncủamình,Arnold(2008pp.479-

Việc quản lý khoản phải trả hàng hóa một cách hiệu quả sẽ giúp doanh nghiệp tiết kiệm chi phí hơn so với việc vay mượn ngân hàng Khoản phải trả cần được thanh toán đúng hạn để duy trì mối quan hệ tốt với nhà cung cấp Hoạt động kinh doanh hiện nay gắn liền với tín dụng thương mại, mang lại nhiều lợi ích cho doanh nghiệp Tăng cường quản lý khoản phải trả và kéo dài thời gian thanh toán sẽ cải thiện khả năng tạo tiền từ hoạt động kinh doanh, đồng thời nâng cao khả năng thanh toán Thời hạn trả nợ dài cũng cho phép doanh nghiệp đầu tư thêm vào hàng tồn kho, từ đó tối ưu hóa lợi nhuận và khả năng thanh toán các khoản nợ Chi trả đúng hạn sẽ nâng cao uy tín của doanh nghiệp và tăng cường mối quan hệ với nhà cung cấp.

Chukỳluânchuyểntiềnmặtlàkhoảngthờigiantừkhidoanhnghiệpchitrảtiềnch onhàcungcấpchođếnkhidoanhnghiệpnhậnđượctiềnbánhàngtừkháchh àn g Điềunà ychỉrarằng,chukỳluânchuyểntiềnmặtcànglớnchứngtỏnhucầut à i trợchotàisảnlưuđộ ngcàngcao,hơnnữasẽđẩydoanhnghiệpđếnnhữngkhókhăntrongviệcthanhtoánnợđếnh ạn.

= kháchhàng + Kỳlưukho - Kỳphảitrản gườibán Hay:

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động cho thấy rằng các doanh nghiệp lớn thường dễ dàng tiếp cận thị trường vốn hơn và ít phụ thuộc vào nguồn vốn nội bộ, dẫn đến hệ số ROE cao hơn Quy mô lớn giúp doanh nghiệp có quyền lực trong việc đàm phán giá với các nhà cung cấp, từ đó đạt được các thỏa thuận mua bán thuận lợi hơn Ngoài ra, quy mô lớn cũng đồng nghĩa với việc có kênh phân phối rộng và khả năng thương mại cao, giúp doanh nghiệp duy trì lợi nhuận ổn định và tăng trưởng bền vững.

Tuynhiên,mộtsốcácnghiêncứuchokếtquảngượclại,cácdoanhnghiệpcóquymôn hỏlạicóhệsốROEtốthơndotậndụngđượclợithếriênglàsựlinhhoạttrongchínhsách,dễ dàngbám sátvàphảnứngnhanhvớithịtrường,điềunàyđượcđ á n h giánhưmộtdấuhiệuchothấytriểnv ọngtrongtươnglai.

Bàinghiên cứuxemquymôdoanh nghiệpnhưmộtyếutố ảnhhưởng đếnhiệuquảhoạt động của doanh nghiệpViệt Namgiai đoạn 2007– 2013 vàsửdụng chỉsốLogaritetựnhiêntổngtàisảncủadoanhnghiệplàmgiátrịđạidiện. b Tăngtrưởngdoanhthu(GROWTH)

Nhiềuc ô n g t r ì n h n g h i ê n c ứ u t r ư ớ c đ â y sửd ụngt ă n g t r ư ở n g d o a n h t h u l à m biếnkiểmsoáttrongmôhìnhnghiêncứu(Deloof,2003;Garcia-Terueland

N g h i ê n cứuthựcnghiệmchỉrarằngcàngcónhiềucơhộipháttriểnvàcàngnhiềubiến độngbấtthườngcủadòngtiềntươnglaisẽlàmgiatăngviệcgiữtiềnmặtvàđầutưngắnhạ ncủamộtdoanhnghiệp(Kimetal.,1998;Opleretal.,1999). c Tỷsốnợ(LEV)

Tỷsốnợđược sửdụngđể xácđịnhnghĩavụcủa chủdoanh nghiệp đốivớicácchủnợtrong việcgópvốn.Tỷsốnợ làmột trong cácchỉsốquantrọng để đolườngs ứck h o ẻt à i c h í n h c ủ amộtd o a n h n g h i ệp,n ó đ o l ư ờ ngmứcđ ộ sửd ụngn ợc ủadoanhnghiệpđểtàitrợchotổngtàisản.Tỷsốnợchothấybaonhiêuphầntrămtàisảnc ủadoanhnghiệpđượctàitrợbằngvốnvay.

Tỷsốnợcao sẽkhiếnlợi nhuậngia tăng nhanh nếu đồng vốnđượcsửdụng có khảnăngsinhlờicao.Tuynhiên,nếutỷsốnàyquácaosẽkhiếndoanhnghiệprơiv à o tìnht rạngmấtkhảnăngthanhtoán.

Theolýthuyếttrậttựphânhạng(PeckingorderTheory),khidoanhnghiệpcầntiềnmặtđ ểđầutưvàodựánmới,nguồnvốnhuyđộngsẽđượcthựchiệntheothứtự:đầutiênlàlợin huậngiữlại,kếtiếplàmượnnợvàsaucùnglàpháthànhcổphiếu.Cũngtheolýthuyết này,quyếtđịnhưutiênpháthànhcổphiểuchứngtỏcốphiếucủadoanhnghiệpđóđangđược thịtrườngđánhgiácaohơngiátrịthật. d Tỷsốtàisảntàichính(FAR)

Tỷ suất tài sản tài chính thể hiện mức độ doanh nghiệp đầu tư vào tài sản tài chính thay vì vốn lưu chuyển Tài sản tài chính ngắn hạn được đầu tư bằng nguồn vốn nhàn rỗi, giúp thanh toán chi phí ngắn hạn và tăng tính thanh khoản cho doanh nghiệp Trong khi đó, tài sản tài chính dài hạn là những khoản đầu tư lớn, với lợi nhuận thu về trong tương lai có thể được sử dụng để đầu tư vào tài sản cố định hoặc mở rộng kinh doanh Hoạt động đầu tư tài chính có thể mang lại lợi nhuận cao và tận dụng nguồn vốn nhàn rỗi, nhưng đầu tư quá mức có thể gây chiếm dụng nguồn vốn sản xuất, làm cản trở hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp.

VNOIđượctínhbằngcôngthức: Độlệchchuẩncủalợinhuậnthuầntừhoạtđoộngkinhdoanh củamỗidoanhnghiệptronggiai ođo ạn2007−2013 VNOI

Trongnghiêncứucủamình,Lamberson(1995)kếtluậnrằngchukỳkinhtếcóthểảnhhư ớngđếnnhucầuđầutưvàovốnluânchuyển,môitrườngkinhtếổnđịnhtạođiềukiệnchodoan hnghiệpgiatănglợinhuận.

Dữliệunghiêncứu

Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu này là dữ liệu thứ cấp, được thu thập từ cơ sở dữ liệu của Vietstock, trang web của Sở Giao dịch Chứng khoán Tp.HCM (HOSE), Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) và các báo cáo tài chính cuối năm được kiểm toán của 206 doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Tp.HCM và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội từ năm 2007 đến năm 2013 Theo lập luận của Lazaridis và Tryfonidis (2006), các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán có động cơ báo cáo lợi nhuận thực tế thu về từ hoạt động kinh doanh để thu hút nhà đầu tư Trong khi đó, các doanh nghiệp chưa niêm yết thường đưa ra các báo cáo tài chính không thực sự phản ánh hoạt động và tình hình tài chính của doanh nghiệp Ngoài ra, các doanh nghiệp chưa niêm yết thường che giấu lợi để tránh thuế thu nhập doanh nghiệp, điều này sẽ làm cho mẫu thống kê ít phù hợp để phân tích.

KểtừkhiThịtrườngChứngkhoánViệtNamđượcthànhlập(năm2000),sốlượn gcácdoanhnghiệpniêmyếttrước2007làrấtnhỏvàcácdữliệucácnămtrướcthờiđ i ể m nàyđ ư ợ c c ô n g b ố r ấtí t T r o n g c á c n ă m đ ầ u,s ốl ư ợ ngd o a n h n g h i ệpk h ô n g nhiều vàliêntụctănglênkểtừnăm2010,điềunàycũngảnhhưởngđếnkếtquảnghiêncứu.Quát rìnhthuthậpdữliệugặpphảimộtsốvấnđềbuộcphảiloạimộtsốdoanhnghiệprakhỏimẫu nghiêncứu:

 Mộts ốd o a n h n g h i ệpt r o n g g i a i đ o ạ n n g h i ê n c ứ u đ ã c ó h o ạ t đ ộ ngk i n h d o a n h k h ô n g t ố t , r ơ i v à o d i ệ nc ảnhb á o h o ặ cp h ảih ủyb ỏn i ê m yết t r ê n HOSE.

Các doanh nghiệp được chọn mẫu phải cung cấp đầy đủ thông tin trong báo cáo tài chính và thông tin giao dịch Nghiên cứu chỉ sử dụng mẫu của các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính, trong khi các doanh nghiệp tài chính, tín thác và quỹ tài chính bị loại trừ do có đơn bẫy tài chính cao và thường bị điều chỉnh bởi các quy tắc khác nhau Các ngành công nghiệp với cơ quan giám sát ít cũng không được xem xét Doanh nghiệp mẫu thuộc các ngành tiêu biểu cho nền kinh tế Việt Nam, bao gồm bất động sản, xây dựng, hóa chất, thực phẩm, y tế và công nghệ thông tin Các doanh nghiệp niêm yết là những doanh nghiệp thuộc các lĩnh vực tiêu biểu trong việc nhận thức được tầm quan trọng cũng như ảnh hưởng của quản trị vốn lưu chuyển đến hiệu quả hoạt động Ngoài việc áp dụng các tiêu chí lựa chọn, nghiên cứu còn sử dụng nhiều loại sàng lọc dữ liệu khác, bao gồm các doanh nghiệp có số liệu bất thường thuộc các khoản mục trong Bảng cân đối kế toán và Báo cáo kết quả kinh doanh với những dấu hiệu trái ngược với kỳ vọng hợp lý, đặc biệt là các quan sát của các doanh nghiệp với giá trị âm trong khoản mục tài sản, tài sản ngắn hạn, tài sản cố định, các khoản nợ, nợ ngắn hạn và nguồn vốn.

Mẫubanđầubaogồm637doanhnghiệp,saukhisànglọcthuhẹp,bàiviếtđưar abảngdữl iệubaogồm206doanhnghiệptrong7năm(giaiđoạn2007–

2013),tạothànhbảnggồm1.442quansát. Đểkiểm soáttácđộngcủa chukỳkinhtếđếnmứcđộ đầu tưvốnluânchuyển,ch ú n g tôisửdụngtốcđộtăngtrưởngGDPhàngnămtrongsuốtthờikỳ nghiêncứutừnăm2007-

XÂYDỰNGGIẢTHIẾT

Cácbàinghiêncứutrướcđãđiđếnmộtsốkếtluận:quảntrịvốnluânchuyểncó t h ể l à mgi ảmc h i p h í v à t ạ o t h ê m lợ in h u ậnc h o d o a n h n g h i ệp( B r e a l e y ate l , 2 0 0 6 )

Phương thức nghiên cứu truyền thống cho thấy rằng chu kỳ luân chuyển tiền mặt có ảnh hưởng lớn đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, với xu hướng giảm khả năng sinh lời khi chu kỳ này kéo dài (Samiloglu và Demirgunes, 2008) Các doanh nghiệp có chu kỳ luân chuyển tiền mặt ngắn hơn thường mang lại lợi ích và giá trị cao hơn trong thời gian hiện tại (Mansoori và Muhammad, 2012) Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn và thua lỗ do quản trị kém các thành phần vốn luân chuyển, dẫn đến việc sử dụng vốn không hiệu quả và lãng phí trong thời kỳ kinh tế suy thoái (Rafuse, 1996).

Dựavàocáckếtquảnghiêncứutrên,vớimụctiêutìmhiểumốiquanhệgiữaquảntrịv ốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộngcủacácdoanhnghiệpViệtNam,bàiviếtnàys ẽ sửd ụngh a i n h ó m môh ì n h đểk h ảos á t x e m l i ệ uq u ảnl ý v ố n l u â n chuyểnbằng cáchsửdụngchukỳluânchuyển tiềnmặtnhưmột thước đotoàn diệnhoặccácthànhphầncủanócóảnhhưởngđếnhiệuquảhoạtđộngcủacácdoanhn ghiệphaykhông. Đầutiênlànhómmôhìnhhồiquybiểudiễnmốiquanhệgiữalợinhuậnkếtoándo anhnghiệptạithờiđiểm tv ớicácbiếnquảntrịvốnluânchuyểnkểcảcácbiếnkiểmsoátn hưsau:

H 12 (AlternativeHypotheis):Quảntrịvốnluânchuyểnhiệuquảsẽcảithiệnhiệu quảthịtrường(giátrịthịtrường)củacácdoanhnghiệp

Giảthuyết 2.2: Khôngcómối quanhệgiữakỳthu tiềnvà hiệuquảthịtrườngcủacácdoanhnghiệpViệtNam.

Giảthuyết 2.3: Khôngcómối quanhệgiữakỳlưu khovà hiệuquảthịtrườngc ủacácdoanhnghiệpViệtNam.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊNCỨU

Kiểmđịnhtínhdừng

Tínhdừngtrongmộtchuỗidữliệuđượchiểulàkhôngcósựtăngtrưởnghaysuytho áitrongdữliệumàdaođộnggầnnhưtậptrungxungquanhmộttrụcnằmn g an g t h e o c h i ềut ă n g c ủ athờig i a n , n ó i c á c h k h á c h l à dữliệub i ếnđ ộ ngx u n g qu an h giát rịtrungbìnhkhôngđổivàđộlớncủaphươngsaithểhiệnbiếnđộngvềcơ bảncũnggiữn guyên theothờigian.Nhưvậy,kháiniệmdừngcủamộtchuỗithờigiangồmhainộidun glàdừngtheotrungbìnhvàdừngtheophươngsai.

Cácbiếnsửdụngtrongmôhìnhởdạngdữliệubảng(kếthợpdữliệuchuỗithờigian vàdữliệuchéo)nênviệckiểmtratínhdừnglàrấtquantrọng.Mộtchuỗik h ô n g dừnghà mýrằngtrongtươnglaichuỗidữliệucóthểkhôngcòngiữnhữngđặcđiểmcũ, nghĩalàtachỉcóthểbiếtđượcđặcđiểmcủachuỗinàytronggiaiđoạnđ an g đượcnghiêncứ uchứkhôngthểkháiquátnhữngđặcđiểmnàychocácgiaiđoạnsauđóđểphụcvụ chocôngtácdựbáo Bảnchấtcủadựbáotrongkinh tế lượnggiảđịnhrằngnhữnggìđ ãxảyratrongquákhứsẽtiếptụcđượcduytrìtrongt ư ơ n g lainênkhôngthểdựbáohiệuquả nếubảnthânchuỗidữliệuluônluônthayđổi.Việchồiquycácbiếnchuỗithờigiankhôngdừ ngcóthểphóngđạihoặc khôngphảnánhđúngmốiquanhệgiữabiếnđộclậpvàbiếnphụthuộc.Nếucóthựchiệnp h â n tíchhồiquyđốivớitừhaichuỗikhôngdừngtrởlênrấtcóthểgặpphảihiệntượnghồiq uygiảmạo(spurioushoặcnonsenseregression).

Nếukiểmđịnhbịviphạm,cầnloạibỏtính khôngdừngcủachuỗidữliệubằngp h ư ơ n g pháp saiphântrướckhitiếnhànhcác phântíchkếtiếp.Địnhnghĩasaiphânbậc1quacôngthức: Y ’ t= Y t– Y t-1

Y tvà Y t-1là giátrịcủachuỗitạithờiđoạn( t )hoặc( t-1 ) tlà saiphânbậc1tạithờiđoạn ( t )

Chuỗisai phân Y’ ts ẽdừngnếu xu hướng của chuỗi gốclàtuyếntínhvà nó chỉcòn( n-1 )quansátdo Y’ 1k h ô n g thểtínhđượcmàphảibắtđầutừ Y’ 2 Nếusaukhi lấysaiphânbậcmộtmàcáckiểmtravẫnchothấydữliệuchưadừngthìphảilấytiếpsaiphâ nbậchai,chuỗisaiphânlúcnàycó( n-2 )quansát.

TheoRamanathan(2002)hầuhếtcác chuỗithờigianvềkinhtếlàkhôngdừngvìchúngthườngcómộtxuhướngtuyếntínhhoặcm ũtheothờigian.Tuynhiêncóthểbiếnđổichúngvềchuỗidừngthôngquaquátrìnhsaiphâ n.Nếusaiphânbậc1củamộtchuỗicótínhdừngthìchuỗibanđầugọilàtíchhợpbậc1,kýhi ệulà I(1) Tươngtự,nếusaiphânbậcdcủamộtchuỗicótínhdừngthìchuỗibanđầugọi làtíchhợpbậcd,kýhiệulà I(d) Nếuchuỗibanđầu(chưalấysaiphân)cótínhdừngthìgọilà

Kiểmđịnhn g h i ệmđơnv ị l à mộtk i ểmđịnhđ ư ợ cs ửd ụngk h á phổbiếnđ ể k i ểmđị nhmộtchuỗithờigianlàdừnghaykhôngdừng.Bàinghiêncứusửdụngk i ểmđịnhI m–Perasan–

Shin(IPS)vìnhữnglợithếcủanósovớicáckiểmđịnhn g h i ệmđơnvịkhác.Kiểmđịn hIPSchophéptiếnhành cácthủtụcđốivớitừngnghiệmđơnvịriênglẻ.KiểmđịnhW -Statisticsdùngđểkiểmtrachuỗidữliệucủabảngdựa trên các kiểmđịnhtừng nghiệmđơnvị riêng lẻ,trong đó W được giảđịnhr ằngcóphânphốichuẩn.

Sauk h i k i ểmđịnht í n h d ừ n g , n g h i ê n c ứ ut h ựch i ệnt h ốngk ê môtảd ữliệun h ằ mthông tinchitiết vềcácbiếnsửdụngtrongmôhình vàsửdụngmatrậntươngquanPearsonnhằmtìmhiểumốiquanhệchéogiữacácbiếnđộc lậpvớinhauhayg i ữabiếnphụthuộcvàtừngbiếnđộclập.

Mô hình Pooled trong nghiên cứu dữ liệu có thể dẫn đến hiện tượng tự tương quan, gây ảnh hưởng đến giá trị Durbin-Watson thấp Hơn nữa, các giả định trong mô hình này thường rất mạnh, dẫn đến tính phi thực tế của nó Cụ thể, các giả định này cho rằng giá trị tung độ gốc của các doanh nghiệp là giống nhau và hệ số độ dốc của các biến giải thích cũng đồng nhất cho tất cả doanh nghiệp trong mẫu Trong khi đó, mô hình Pooled sử dụng biến giả làm biến độc lập, đặc biệt là khi số lượng doanh nghiệp trong mẫu lớn và dữ liệu bảng rộng.

Thựcchất,môhình POOLEDcósửdụng biếngiả chínhlàmôhìnhFEM.Vớigiảđịnhmỗithựcthể(doanhnghiệp)đềucónhữngđặcđiểmriêngbiệtcóthểả nhh ư ởn g đếncácbiếngiảithích,phươngphápFEMchophépcócáchệsốchặnkhácnhau cho mỗithựcthểnhằmtách ảnhhưởngcủacácđặc điểmriêng biệtrakhỏicácbiếngiảithíchđểchúngtacó thểướclượngnhữngảnhhưởngthựccủab iếngiảithíchlênbiếnphụthuộc.

Môhình tácđộngcốđịnh–FEM

Vớigiảđịnhmỗithựcthể(doanhnghiệp) đềucónhữngđặcđiểmriêngbiệtcóthểảnhhưởngđếncácbiếngiảithích,môhìnhFEMphânt íchmốitươngquannàyg i ữaphầndưcủamỗithựcthểvớicácbiếngiảithích,quađókiểm soátvàtáchảnhhưởngcủacácđặcđiểmriêngbiệtkhôngđổitheothờigianrakhỏic ácbiếngiảithíchđểcóthểướclượngđượcnhữngảnhhưởngthựccủabiếngiảithíchlê nbiếnphụthuộc.

:Biếnphụthuộc :Biếnđộclập i :Thựcthể(doanhnghiệp) t :Thờigian(năm)

:PhầndưMôhìnhtrênđãthêmvàochỉsố( i )chohệsốchặnCđểphânbiệthệsốchặnc ủatừngdo anhnghiệpkhácnhaucóthểkhácnhau,sựkhácbiệtnàycóthểdođặcđ i ể m khácnhaucủat ừngdoanhnghiệphoặcdosựkhácnhautrongchínhsáchquảnlý,hoạtđộngcủadoanhnghiệp.

Môhình tácđộngngẫunhiên –REM

Điểmkhác b i ệ tg i ữamôh ì n h t á c đ ộ ngn g ẫun h i ê n v à môh ì n h t á c đ ộ ngc ốđịn hcóthểhiệnởsựbiếnđộnggiữacácthựcthể.

Nếusựbiếnđộnggiữa cácthựcthể cótươngquanđến biếnđộclập– biếngiảithíchtrongmô hìnhtácđộng cốđịnhthì trongmôhìnhtác động ngẫu nhiên sựbiếnđộnggiữacácthựcthểđượcgiảsửlàngẫunhiênvàkhôngtươngquanđếncác biếngiảithích.Chínhvìvậy,nếusựkhácbiệtgiữacácthựcthểcóảnhhưởngđếnbiếnp hụthuộcthìmôhìnhREMsẽthíchhợphơnsovớimôhìnhFEM.Trongđó,phầnd ư củamỗit hựcthể(khôngtươngquanvớibiếngiảithích)đượcxemlàmộtbiếngiảithíchmới. Ýtưởngcơbảncủamôhìnhtácđộngngẫunhiêncũngbắtđầutừmôhình:

Thayvìtrongmôhìnhtrên, C il à cốđịnhthìtrongmôhìnhREMcógiảđịnhr ằngnól àmộtbiếnngẫunhiênvớitrungbìnhlà Cvà giátrịhệsốchặnđượcmôtả:

- ε i :Sais ốt h à n h p h ầ nc ủac á c đ ố i t ư ợ n g k h á c n h a u ( đ ặ c đ i ể m r i ê n g k h á c n h a u củatừngdoanhnghiệp)

- u it :Sais ốt h à n h p h ầ nk ếthợpk h á c c ủ ac ảđ ặ c đ i ể m r i ê n g t h e o từngđ ố itư ợngvàtheothờigian.

Nhìnc h u n g , môh ì n h F E M h a y m ô h ì n h REMtốth ơ n c h o n g h i ê n c ứ up h ụ thuộcvàogiảđịnhcóhaykhôngsựtương quangiữaε i vàcácbiếngiảithíchX.Nế ugiảđịnhrằngkhôngtươngquanthìmôhìnhREMphùhợphơnvàngượclại.KiểmđịnhHausmanlàmộttrongnhữngphươngphápđểlựachọngiữamôhìnhF E M vàmôhì nhREM.

KỹthuậtướclượngD-GMM(GMMArellanoBond)

2.3.4.1 Môhìnhhồiquysửdụngbiếncôngcụ Đối vớicácphươngtrình hồiquyđãđề cập ởtrên, khi đưavào cácbiếntrễ thìư ớ c lượngbằngFEsẽ bịchệchkhimôhìnhcóTnhỏvàNlớn(Judsonetal.,1996).Nick ell(1981)vàKiviet(19 95)giảithíchrằngcáchệsốhồiquysẽkhôngchệchkhiTtiếnđếnvôcùng,nghĩa làướclượngFEchỉchokếtquảtốtkhichuỗithờigiancủadữliệubảnglớn.Nóicá chkhác,cómộtsốvấnđềnảysinhkhitiếnhànhướclượngcácphươngtrìnhnóitrên:

(1) Các biến cóthể đượcxemlànội sinhbởivìquan hệ nhânquả cóthể xảyratheohaichiều:từbiếngiảithíchđếncácbiếnđượcgiảithíchvàngượclại.V iệchồiquycácbiếnnàycóthểdẫnđếnsựtươngquanvớiphầndư,tứcx ả y rah iệntượngnộisinhlàmchệchkếtquả.

(2) Tácđộngcố địnhhàmchứasaisố trongphươngtrìnhbao gồmtính đặcthùcủ acácbiếnkhôngquansátđược( v i )vàsaisốđặcthùquansátđược( e it ): u it= v i + e it

Nóic á c h k h á c , c á c p h ư ơ n g p h á p ư ớ c l ư ợ n g d ữ liệub ả n g n h ư F i x e d E f f e c t hoặcRandomEffectsnêutrênđượcsửdụngchủyếuđểướclượngcácmôhìnhdữl iệu bảngtuyếntínhtĩnh.Vớimôhìnhnày,sựtồntạicủacácvấnđềnhưtựtươngq u an củacá csaisố,cũngnhưtínhchấtđộngcủamôhìnhđượcthểhiệnq u a cácbiếntrễphụth uộc(vấnđềbiếnnộisinh)sẽlàmthiênchệchkếtquảướclượng.Môh ì n h dữliệubảngtồntạic ácvấnđềnàyđượcgọilàmôhìnhdữliệubảngtuyếntínhđ ộn g v à c ó t h ể ư ớ c l ư ợ n g b ằ n g p h ư ơ n g p h á p s ử d ụ n g c á c b i ế n c ô n g c ụ (InstrumentalVariables– hồiquyIV).Ýtưởngcủaphươngpháphồiquynàylàtìmmộtbộbiến,đượcgọilàbiếncôngcụthỏ amãnhaiđiềukiện:

Nhữngbiến côngcụnhưvậyđượcdùng đểloạibỏ sự tươngquangiữa cácbiếngiảithíchvàphầndư.Cụthểnhưsau:

Trongđó x , y , elà cácmatrậncột( nx1 ).Nếu xvàekhông tươngquanvới nhauthì𝛽ướ clượngđượclàvữngvàkhôngchệch.Tuynhiênnếuđiềungượcl ạ i xảyra , hệ số ước lượng sẽ bịchệch,môhìnhkhông còn hiệu quả,tác động củab i ế n xlên biến ybị bópméo.

Mộtbiếncôngcụ z ,tươngquanvớibiếngiảithích x nhưngkhông tươngquanv ớ i phầndư esẽ đượcđưavàomôhình,phươngpháphồiquyIVsửdụngbiếng iảđểxácđịnhhệsốướclượngnhưsau:

Vìb i ế n z k h ô n g t ư ơ n g q u a n v ớ i e n ê n h ệ s ố ư ớ c l ư ợ n g l à v ữ n g v à k h ô n g chệch.Phươngphápnày cóthểtổngquátlênvớimộtmôhìnhnhiềubiến.Tagọi Xlà matrận nxKcác biếngiảithích, Z là matrận nxLcác biếncôngcụvới Klà sốlư ợng biếngiảithích, Llà sốlượngbiếncôngc ụvà nlà sốquansátcủamỗibiến.Khiđ ó , p h ư ơ n g p h á p I V c ó thểđ ư ợ c d ù n g đ ể ư ớ c l ư ợ n g môh ì n h v à hệsốư ớ c lượngsẽđượcxácđịnhnhưsau:𝜷 IV= (Z’X) -

CónhiềuphươngpháphồiquydựatrênnềntảngcủahồiquyIVnhưPhươngp h áp Bì nhphươngtốithiểuhaigiaiđoạn(TSLS),PhươngphápMaximumL i k e l i h o o d t r o n g đ i ề u k i ệ n g i ớ i h ạ n t h ô n g t i n ( L I M L ) , Phươngp h á p ư ớ c l ư ợ n g mome nttổngquát(GMM).

PhươngphápGMMnày có2dạngướclượngthaythếlẫnnhaulàD-GMMvàS- GMM.NghiêncứunàytậptrungsửdụngướclượngGMMsaiphânnhằmkhắcp h ụ c nhữngkhuyếttậtcủamôhìnhFEviphạmcáckiểmđịnhnóitrên.

(1 98 8) Mộtcáchtổngquan,GMMlàphươngpháptổngquátcủarấtnhiềuphươngpháp ướclượngphổbiếnnhư OLS,GLS,MLE,

….Ngaycảtrongđiềukiệngiảthiếtn ộ i sinhbịviphạm,phươngphápGMMchoracách ệsốướclượngvững,khôngch ệch,phânphốichuẩnvàhiệuquả.

Nhưđ ã đ ề c ậpở t r ê n , đ ể ư ớ c l ư ợ n g đ ư ợ ch ệsố𝜷,c h ú n g t a c ầ n m ộ t b ộ L vectorc á c b i ế n c ô n g c ụ ( t r o n g ư ớ c l ư ợ n g G M M c ò n đ ư ợ c g ọ i làc á c đ i ề u k i ệ n moment)vàsốlượngbiếncôngcụphảikhôngíthơnsốbiếntrongmôhình( L ≥

K ).Điềukiệnđểmộtbiếnđượcchọnlàbiếncôngcụlànókhôngđượctươngquan vớiphầndư,điềunàycónghĩalà: E(Z t u t ( 𝜷)) =0 ÝtưởngchủđạocủaphươngphápGMMlàthaythếgiátrịcácbiếncôngcụ bằnggiátrịtrungbìnhcủamẫu

Khis ố l ư ợ n g đ i ề u k i ệ n momentl ớ n h ơ n s ố b i ế n t r o n g môh ì n h ( L>K )t h ì phươngtrìnhkhôngthểxácđịnhmộtnghiệmchínhxácduynhất.Khiđómôhìnhđ ư ợ c gọilàoveridentified.Trongtrườnghợpđó,chúngtaphảithựchiệntínhtoán lạinhằmxácđịnhgiátrị𝜷 làmchođiềukiệnmoment E(Z t u t ( 𝜷) )g ầnbằng0n h ất cóthể,kháiniệmgầnđượchiểulàkhoảngcáchvớigiátrị0lànhỏnhất,khoảng cáchđóđượcxácđịnhnhưsau: J( 𝜷 ,W T )=

Matrậnngẫunhiên,cânxứngvàkhôngâm W T( k í c h thước LxL )đượcgọilà matrậntrọngsốvìnóthểhiệnmứcđónggópcủacácđiềukiệnmomentkhácnhau vàokhoảngcách J PhươngphápướclượngGMMsẽxácđịnhgiátrịướclượng𝜷 đểkhoảngcách Jlà nhỏnhất.

Trong ước lượng D-GMM, cần phân biệt giữa biến được công cụ (instrumented variable) và biến công cụ (instrument) Nếu các biến dự đoán là nội sinh, chúng sẽ được xếp vào nhóm biến công cụ theo tiệm cận GMM; ngược lại, khi chỉ có giá trị trễ của các biến này, chúng sẽ là các công cụ thích hợp Nếu các biến giả thuyết được xác định là ngoại sinh nghiêm ngặt, cùng với các biến công cụ bổ sung, chúng sẽ được xếp vào nhóm biến công cụ (iv_instrument variable) Các biến được chọn là ngoại sinh nghiêm ngặt thì giá trị hiện tại và giá trị trễ của chúng đều là các công cụ thích hợp (Judson et al., 1996) Hơn nữa, để kiểm định Sargan không bị yếu thì số lượng các biến công cụ được lựa chọn phải nhỏ hơn hoặc bằng số lượng các nhóm.

PhươngphápướclượngD-GMMđược thiếtkếthíchhợpchodữ liệubảng vớiTnhỏvàNlớn(Roodman,2006),sửdụngsaiphânbậcnhấtsẽkhiếntácđộngcốđ ị n hđặcthùbịloạitrừbởichínhđặctínhkhôngđổitheothờigiancủanó:

∆ u it =u it –u it-1 = (v i +e it )–(v i +e it-1 )

TínhhợplýcủacáccôngcụđượcsửdụngtrongphươngphápD-GMMđược đánhgiáquacácthốngkêSargan/Hansen 1v à ArellanoBond(AR).

KiểmđịnhSarganđểxácđịnhtínhchấtphùhợpcủacácbiếncôngcụtrongm ôhìnhGMM.Đâylàkiểmđịnhgiớihạnvềnộisinh(over- identifyingrestrictions)củamôhình.KiểmđịnhSarganvớigiảthuyếtH0:“Biếncôn gcụlàngoạisinh”,n g h ĩ a làkhôngtươngquanvớisaisốcủamôhình.Vìthế,giá trịρ c ủathốngkêSargancànglớncàngtốt.

KiểmđịnhA re lla no Bondvềt ự t ư ơ n g qua n( a u t o c o r r e l a t i o n ) v ớ i g i ả t hu yết H0:“Môhìnhkhôngxảyrahiệntượngtựtươngquan”vàđượcápdụngchosốdư sai phân.KiểmđịnhtiếntrìnhAR(1)trongsaiphânbậc1thườngbácbỏgiảthuyết

H0,cóthểgiảithíchđiềunày:∆ e it =e it –e it-1 v à ∆ e it-1 =e it-1 –e it-2 nên cảhaiđềucó e it-1 Chonên,kiểmđịnhAR(2)quantrọnghơnbởivìnókiểmtratựtươngquanở cáccấpđộ.

GMMcònkhaithácdữliệugộpcủabảngvàràngbuộcđộdàichuỗidữliệuthờigiancủacácđ ơnvịbảngtrongbảngdữliệu.Từđó,chophépsửdụngmộtcấutrúctrễthíchhợpđểkhait hácđặctínhnăngđộngcủadữliệu.

Khisốlượngmẫuphùhợpgiátrị𝛽 ư ớ clượngđượcsẽvững,khiđógiát r ị ước lượngđượcsẽcànggầnvớigiátrịthựccủanó.ƯớclượngGMMsẽchorac á c giátrị ước lượngtuân theoquyluậtphân phốichuẩn,đâylàmộtthuộc tính rất quant r ọ n g v ì đ ó l à c ơ sởđ ể c h ú n g t a xâyd ự n g g i á t r ị dựđ o á n ở c á c đ ộ t i n cậy(confidencebands)vàthựchiệncáckiểmđịnhkhác.PhươngphápGMMcũngc horakếtquảlàcácgiátrịướclượnghiệuquả,nghĩalàgiátrịphươngsaitrongmô hìnhướclượnglànhỏnhất.

Mộtcáchtổngquan,GMMlàphươngpháptổngquát củarấtnhiềuphương pháp ướclượngphổbiến

PHÂNTÍCHMÔTẢ

Kiểmđịnhtínhdừng

STT Tênbiến Giátrịthốngkêt Kếtluận Bậctíchhợp

Bảng3.1,Kếtquảkiểmđịnhnghiêmđơnvịcủacácbiếnchothấytấtcảcácbiếnđều cótínhdừngởmứcýnghĩa1%,chỉcóbiếnSIZEd ừngởmứcýnghĩa1 0 % Từđây,n ghiêncứusẽsửdụngcácbiếntrênđểkiểmđịnhcácmôhình.

Thốngkêmôtả

Bảng3.2chothấykếtquảthốngkêmôtảcácbiếnsẽsửdụngtrongmôhình,cóthểthấ ygiátrịtrungbìnhcủaTQmẫutổngthểlà1.227515,cógiátrịnhỏnhấtlà0 3 4 0 1552v à g i á trịlớnn h ấtl à 2 0 9 3 3 03,đ ộ lệcht i ê u c h u ẩ nc ủab i ếnT Q l à 0.9624401.Ngành hàngcôngnghiệpcógiátrịtrungbìnhTQcaonhất1.60182,tiếptheolàngànhhàngdịchvụ1.282687,ngànhhàngtiêudùng1.178376vàcuốicùnglàngànhxâydựngvàbấtđộngsản vớigiátrịtrungbìnhTQlà1.115.Xétvềtínhđồngđềuthìngànhxâydựngvàbấtđộngs ảncócácdoanhnghiệpcóhiệuquảthịtrườngđồngđềuhơnhẳncácngànhcònlạivớiđộlệ chchuẩncủaTQthấphơncả,là0.6513847.

Variable Obs Mean Std.Dev Min Max

Ngượclại,đốivớibiếnGOPthìbangànhhàngtiêudùng,côngnghiệpvàdịchvụcó giátrị trung bìnhgần bằngnhau(0.23–0.24) trong khingànhnghềxâydựngbấtđộngsảnthểhiệnhiệuquảhoạtđộngkhôngcaovớichỉsốl ợinhuậngộpchỉbằngmộtnửacácngành cònlại(0.1210538).Giátrị trungbìnhcủaGOPtrongmẫubàinghiêncứusửdụngcógiátrịnhỏhơntrongAbuzayed( 2012)vớigiátrịtrungb ìn h là0.43549.

Doanh nghiệp Việt Nam trung bình mất 98 ngày để thu hồi tiền từ việc bán hàng trả chậm, trong khi một số doanh nghiệp phải chờ hơn 1.313 ngày (hơn 3,5 năm) để nhận thanh toán từ phía khách hàng Nhiều doanh nghiệp hiện nay đang tìm cách đảm bảo khả năng thanh khoản và giảm thiểu rủi ro tín dụng, chỉ chấp nhận thu hồi tiền bán hàng trong vòng 2 ngày Tình trạng này dẫn đến biên độ dao động của RCP (Thời gian thu hồi tiền) rất lớn Các nghiên cứu trước đây cho thấy giá trị RCP của các quốc gia không hề giống nhau; chẳng hạn, Deloof (2003) cho rằng giá trị kỳ thu tiền bình quân trung bình là 55 ngày, tương tự như nghiên cứu của Raheman và Nasr (2007).

( 2 0 1 2 ) c ó RC P t r u n g b ì n h l à 8 4 ngày.Vớinghiên cứ ucủaFalope and Ajilore(2

00 9) , giátrị nàylà6 0ngày,cònG a r c i a - T e r u e l a n d M a r t í nez-

Solano( 2 0 0 7 ) t ìm thấygiát rị R C P t r u n g b ì n h l à 9 7ngày.Quansátgiữacácngành, bàinghiêncứunhậnthấycósựkhácnhauđángkểt r o n g giátrịtrungbìnhcủaRCPphụth uộcvàođặcđiểmkinhdoanhvàchínhsácht ín dụng thươngmạimàmỗingành.

Ngànhhàng tiêudùng cóRCPnhỏnhấtvớigiátrịtrungbìnhkhoảng68ngày.Điềunàyrấtdễhiểudođăcđiểm ngànhhàngnàycun g cấpcáchànghóathiế tyếunênviệctiêuthụnhanhsẽrútngắ nchukỳkinhdoanhsovớicácngành hàngkhác.Ngànhhàngcôngnghiệp vàngànhhàngdịchvụcókỳthutiềnbìnhquânlầnlượtlà79ngàyvà97ngày.Ngànhxâ ydựngvàbấtđộngsảncókỳthutiềndàinhất,kéodàihơn211ngày.Ngànhnàychủyếu cungc ấpchoviệcxâydựngnhàcửavàcôngtrìnhthicông,việcthanhtoánthườngtheoti ếnđộcủacôngtrìnhnênkỳthutiềncũngkéodàihơn.

ThờigianlưutrữtồnkhocủacácdoanhnghiệpViệtNamtrungbình128ngàyvớiđộlệch chuẩnlênđến242ngày.TheonghiêncứucủaBaveld(2012)ởHàLan, giátrịICPtrungbìnhlà37ngày.MộtsốnghiêncứukháccủaGarcia-

Theo nghiên cứu của Solano (2007) và Rahemana cùng Nasr (2007), thời gian chu kỳ tồn kho trung bình của ngành dịch vụ là khoảng 80 ngày, trong khi của Taghizadeh et al (2012) là 171 ngày Ngành dịch vụ có thời gian tồn kho thấp nhất, chỉ 46 ngày, gần như bằng 0 do ảnh hưởng của dịch vụ lưu trú và giải trí Ngành công nghiệp sản xuất thiết bị điện tử và máy móc có chu kỳ tồn kho trung bình là 57 ngày Ngành hàng tiêu dùng có thời gian tồn kho trung bình gần 98 ngày, cho thấy tốc độ luân chuyển hàng hóa chậm có thể làm giảm chất lượng sản phẩm Ngành xây dựng và bất động sản có chu kỳ tồn kho lớn nhất, lên đến 343 ngày, với độ lệch chuyển lên tới 507 ngày và giá trị lớn nhất lên đến 4,501 ngày, tức hơn 12 năm Sự phân tích cho thấy ngành xây dựng có chu kỳ kinh doanh dài hơn, dẫn đến lượng hàng tồn kho lớn hơn Đặc biệt, sau khủng hoảng 2008, thị trường bất động sản gần như đóng băng, gây ra tình trạng ứ đọng hàng tồn kho trong thời gian dài, dẫn đến thua lỗ hoặc hoạt động cầm chừng của các doanh nghiệp trong ngành.

Chukỳkhoảnphảitrả(PDP)củacácdoanhnghiệpViệtNamcógiátrịvàokhoả ng47ngày,giátrịnhỏnhấtlà0ngàyvàgiátrịlớnnhấtlà608ngày.Ởcácn ư ớ c khác,tr ungkhoảnphảitrảngườibánchênhlệchnhaukhálớn.Deloof(2003)c h o mẫuquansátc óPDPtrungbình57ngày;nghiêncứucủaFalopeandAjilore(2 00 9)choPDPtru ngbìnhlà40ngày.Mộtsốnghiêncứukhácchogiátrịtrungb ìn hcủaPDPlầnlượt là96ngày(LazaridisandTryfonidis,2006);98ngày(Garcia

Theo các nghiên cứu, chu kỳ khoản phải thu và chu kỳ luân chuyển hàng tồn kho có ảnh hưởng lớn đến kỳ hạn phải trả của doanh nghiệp Việc thu được khoản tài trợ thương mại từ bán hàng trả chậm sẽ tạo ra doanh thu thực lớn hơn, giúp tăng khả năng thanh toán các khoản phải trả Theo thứ tự ngành, chu kỳ phải trả ngắn nhất thuộc về ngành tiêu dùng với giá trị trung bình 35 ngày, tiếp theo là ngành công nghiệp (46 ngày), dịch vụ (56 ngày) và cuối cùng là xây dựng (81 ngày) Mặc dù việc kéo dài thời gian thanh toán các khoản phải trả đảm bảo sản xuất kinh doanh liên tục, nhưng có thể ảnh hưởng đến uy tín của doanh nghiệp nếu gặp phải sự cố về thanh toán Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) có giá trị trung bình là 179 ngày, với biên độ dao động lớn và độ lệch chuẩn lên đến 274 ngày, trong khi giá trị lớn nhất có thể lên tới 4,267 ngày trong thời gian giá trị nhỏ nhất.

42ngày.GiátrịCCCởcácnước tr ên th ế giớik h á c nha urõ rệ t,vớin g h i ê n c ứuc ủaB aveld ( 20 12 ) ở Hà Lan ,trungbìnhCCCđạt56ngày;nghiêncứucủaDeloof(2003)ởBỉ dựatrênmẫuquansátcóCCCbìnhquânđạt44ngày;theonghiêncứucủaRahemana ndNasr(2007)là73ngày;LazaridisandTryfonidis(2006)là189ngàyvàTaghizadehetal.

(2 0 1 2 ) là117ngày.NghiêncứucủaSharmaandKumar(2011)cóCCCbìnhquânr ấtca ođạ t 449ngày.N g à n h hàn gdịchvụcóchukỳluânchuyể nti ềnmặttrung bình89 ngày,t i ế p đếnl à n gàn h hàngc ô n g n g h i ệ pvới90ngày,n g à n h hàngt i ê u d ù n g 13 1ngàyvàcuốicùnglàngànhxâydựngvàbấtđộngsảnlà473ngày.

Tăngtrưởngdoanhthulàm ộtchỉtiêuqua ntrọngquyếtđịnhhiệuquảhoạtđộ ngcủadoanhnghiệp.Tốcđộtăngtrưởngdoanhthu(GROWTH)trungbìnhcủac á c doa nhnghiệpViệtNamkhoảng19.7%vàcũngkháđồngđềugiữacácngành.Ngànhhàng dịchvụcóGOPnhỏnhấtkhoảng16.92%.

LEVcógiátrịtrungbình48%,ngànhxâydựngvàkinhdoanhbấtđộngsảncótỷlện ợcao n h ất(hơn 6 3 % ) , ngànhhàn gt iê ud ùn g đứngsau vớitổngn ợchi ếm46%vàc u ố i c ù n g l à n g à n h c ô n g n g h i ệ p v à dịchv ục ó c h ỉ sốt ư ơ n g đ ư ơ n g n h a u (41%và39%)

FARcógiátrịtrungbìnhkhoảng10.7%.Thườngthìtỷlệtàisảntàichínhlàcổphầ ncủadoanhnghiệpmẹđốivớidoanhnghiệpcon.Ngànhhàngdịchvụvà cô n g nghi ệpcóchỉsốFARcaonhấtlầnlượtlà15%và14%,ngànhhàngtiêudùngvàxâydựngcótỷlệtài sảntàichínhtrongtổngtàisảnthấphơn,khoảng9%.

VNOIt r u n g b ì n h củamẫuđ ạ t6 , 8 1 % , g ầnv ớig i á t r ị t r u n g b ì n h củan g à n h h àn g tiêudùng(6.6%).NgànhcôngnghiệpcóVNOIcaonhất(hơn9%)trongkhin g à n h xâydựng,kinhdoanhbấtđộngsảnthấpnhất(4,8%).

Phântíchtươngquan

Bảng3.3thểhiệnmốitươngquan giữacác biến độc lập và các biếnphụthuộcT Q ,GO P K ếtq u ảp h â n t í c h t ư ơ n g q ua n P e a r s o n c h o thấytươngq ua n g i ữ aT Q , GOPvớiCCC,ICP,RCP,PDP,LEVlàtươngquanâm.TươngquangiữaTQ, GOPvớicácthànhphầncủaVốnluânchuyểnđềucóýnghĩathốngkêởmức1%,trongđ ó t ươngquangiữaTQvớiPDPlàmạnhnhất(-

0.3369).KếtquảnàykháphùhợpvớikếtquảnghiêncứucủaWang(2002);Lazaridisan dTryfonidis(2006);RahemanandNasr(2007);Garcia-T e r u e l a n d M a r t í n e z - Solano( 2 0 0 7 ) ; F a l o p e a n d A j i l o r e ( 2 0 0 9 ) ; P a d a c h i ( 2 0 0 6 ) ; T a g h i z a d eh etal.

Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp có mối tương quan chặt chẽ với kỳ thu tiền từ khách hàng Khi kỳ thu tiền trung bình tăng lên, khả năng sinh lời sẽ giảm Nghiên cứu cho thấy rằng kỳ trả tiền bình quân có mối quan hệ tích cực với khả năng sinh lời, tuy nhiên, thời gian lưu kho kéo dài có thể dẫn đến sự suy giảm khả năng sinh lời Chỉ số chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) được coi là một thước đo toàn diện về quản lý vốn lưu chuyển và cũng có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nếu quản lý tốt, doanh nghiệp có thể tăng lợi nhuận thông qua việc cải thiện chu kỳ thu tiền và giảm thời gian lưu kho.

GOP TQ CCC RCP ICP PDP SIZEGROWTHLEV FAR VNOI

Nếu RCP tăng, doanh nghiệp sẽ mở rộng chính sách bán chịu, dẫn đến gia tăng doanh thu và số lượng khách hàng Điều này giúp doanh nghiệp có thể sử dụng các nguồn vốn hiệu quả hơn, đồng thời giảm thiểu rủi ro tài chính mà không làm mất đi lượng tiền mặt tại quỹ Gia tăng bán chịu đồng nghĩa với việc tăng nhu cầu về hàng hóa trong kho, từ đó đảm bảo cung ứng kịp thời cho lượng khách hàng tăng lên đáng kể.

Solano( 2 0 0 7 ) ; P a d a c h i ( 2 0 0 6 ) v à F a l o p e a n d A j i l o r e ( 2 0 0 9 ) t h ì d o a n h n ghiệpcànglớnsẽkhảnăngsinhlờicàngcaotươngứngvớihiệuquảhoạtđộngcàng tố tdolợithếkinhtếtheoquymôgiúpdoanhnghiệpchiphốivàchiếmlĩnhthịtrường.Tuynhiên,g hiêncứutìmthấytươngquanâmgiữaSIZEvàGOPvớimứcýn g h ĩ a1%vàkhôngcóýnghĩath ốngkêđốivớiTQ.

Hiệuquảhoạtđộngvàtỷlệnợdichuyểnngượcchiềunhau.Việctăngnợsẽg i a tăn gchiphílãivay,ảnhhưởngđếnthanhkhoảndoanhnghiệpvàphầnnàoảnhhưởngđếnkhả năngsinhlờicũngnhưgiátrịthịtrườngcủadoanhnghiệp.Điềunàyđ ã đượcrútratừnghiêncủa củaPadachi(2006)vàTaghizadehetal.(2012);

( 2012)vàAbuzayed(2012),tốcđộtăngtrưởngdoanhthu(GROWTH)tươngquandươn gvớibiếnphụthuộc.

Việctăngtàisảntàichínhsẽlàmtănghiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệpnếuc ácdoanhnghiệpthuộcdanhmụcđầutưhoạtđộngtốtvàmanglạilợinhuậnổnđịnh.Giốn gnhưDeloof(2003);Taghizadehetal.

Ngoàicácyếutốbêntrong thìyếutốvĩmônhưGDPcũngảnhhưởngđếnhiệu quảhoạtđộngcủadoanhnghiệp.TươngtựAbuzayed(2012),nghiêncứutìm thấymốiquanhệcùngchiềugiữatăngtrưởng GDPvàlợinhuậngộpcủadoanhnghi ệpvớihệsốtươngquanlà0.0549.TuynhiêntăngtrưởngGDPlạiđượcpháthiệntương quanâmvớiTQvớihệsốtươngquan-0.1216.

PHÂNTÍCHĐỊNHLƯỢNG

MôhìnhPooledOLS,môhìnhPooledcósửdụngbiếngiảvàmôhìnhtá cđộngcốđịnhFEM

Đểnghiêncứumốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộng củacácdoanhnghiệpViệtNam,trướchếtbàinghiêncứuthựchiệnlầnlượthồiquytheo cácphươngphápPooledOLS,môhìnhPooledcósửdụngbiếngiảvàMôhìnhtácđộngcốđịn hFEM.

Mô hình POOL thực chất là mô hình OLS bình thường, điều này xảy ra khi chúng ta sử dụng dữ liệu bảng như một dạng máy dữ liệu bình thường không phân biệt theo năm Khi hồiquy mô hình POOL chính là mô hình OLS, nếu mô hình POOL thực sự phù hợp với dữ liệu, việc sử dụng phân tích bằng mô hình FEM sẽ không còn nhiều ý nghĩa Điều này dẫn đến việc chúng ta chỉ cần xem xét mô hình OLS cho dữ liệu có được và thực hiện các kiểm định bình thường (8 giả định OLS) Đây là một cách giải thích cho sự thiếu vắng các kiểm định trong các nghiên cứu về dữ liệu bảng, khi mà các nhà nghiên cứu cần tập trung vào các mô hình FEM, REM để phân tích Mặt khác, đây cũng là gợi ý cho các kiểm định phát hiện các vấn đề trước khi quyết định phân tích theo các mô hình khác nhau.

TathựchiệnkiểmđịnhFđểxácđịnhtínhphùhợpgiữamôhìnhPOOLEDt h ô n g thường vàmô hình POOLED cósửdụngbiếngiả.Với2môhình vừa đưa ra,t a tiếnhànhkiểmđịnhđểlựachọnmôhìnhtốthơn.Nóivềhạnchếcủa2môhìnhnày,mô hìnhPOOLEDvớicácgiảđịnhmạnhthườngmangtínhphithựctếhơnt r o n g khiđ ómôhìnhPOOLEDcósửdụngbiếngiảlạilàmgiảmbậctựdocủamôh ìn h, đặcbiệtlàkhisố biếngiảlớn(sốlượngdoanhnghiệplớn,dữliệubảngrộng)

Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE

Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE Ols Ols_dum FE CCC -0.0000715-0.0000176-0.0000176

R p :ĐượclấytừmôhìnhPOOLED n :Sốid(sốlượngdoanhnghiệpnghiêncứu) nT :Tổngsốquansát k :Sốbiếnđộclập GiảthiếtH0:môhìnhPOOLEDhiệuquảhơn 2 –

Giátrịđểsosánhlàgiátrị F (id-1, nT–id–k) v ớimứcýnghĩa5%(Trabảng)

Tấtcảcácmôhìnhđềucó F (n-1,nT–n–k) >>F (id-1,nT–id– k) n ê n bácbỏgiảthiếtH0vàđiđếnkếtluận:môhìnhPOOLEDvớiđầyđủbiếngiảhiệuquảhơn

Thựcchất,môhình POOLEDcósửdụng biếngiả chínhlàmôhình FEM.Vớigiảđịnhmỗithựcthể(doanhnghiệp)đềucónhữngđặcđiểmriêngbiệtcóthểả nhh ư ởn g đếncácbiếngiảithích,phươngphápFEMchophépcócáchệsốchặnkhácn h a u cho mỗithựcthểnhằmtách ảnhhưởngcủacácđặc điểmriêng biệtrakhỏicácbiếngiảithíchđểchúngtacó thểướclượngnhữngảnhhưởngthựccủab iếngiảithíchlênbiếnphụthuộc.

MôhìnhtácđộngcốđịnhFEMvàmôhìnhtácđộngngẫunhiên RE

Bảngkếtquả(Bảng3.6vàBảng3.7)chothấysựtươngđồngởmứckhácaogi ữakết quảcủa2phươngphápướclượngMôhìnhtácđộngcốđịnhFEMvàmôhìnhtácđộngng ẫunhiênREM,ngoạitrừmộtsốđiểm:

- TươngquangiữabiếnPDPvớiGOPtrongmôhìnhFEMcóýnghĩathốngk ê ởm ứcα=5%,thấphơntrongmôhìnhREM,vớimứcýnghĩaα=1%.

- TươngquangiữabiếnSIZEvớiGOPtrongmôhìnhFEMcóýnghĩathốngk ê cao, ởmức1% vàcóhệsốdươngchothấyquymô doanhnghiệpcũnggóp phầnlàm t ă n g h i ệ uq u ảh o ạtđ ộ ngc h o d o a n h n g h i ệp,t r o n g k h i đ ó m ô h ì n h R

- TươngquangiữabiếnGDPvàGOPởmôhìnhFEMcóýnghĩacaohơnmôh ì n h RE M.ĐiềunàycóthểlýgiảilàdoGDPthayđổiquacácnămnhưngkhôngthayđổiquacácq uan sátchéo(doanhnghiệp),trongmôhình FEMchokếtquả ướclượngcácdoanhnghiệpvớimộthệsốchặncốđịnhvàkhácnhauchotừngdoanhngh iệpcònmôhìnhREMchorằnghệsốchặncủamỗidoanhnghiệplàngẫunhiênbiếnđổitheoh ệsốchặntrungbình(củatoànmẫu)nênsẽtạoracáckhoảngtincậyhẹphơnlàmgiảmýnghĩath ốngkê.

- TươngquangiữabiếnFARvàTQtrongmôhìnhFEMlàtươngquandươngn h ư n gk hôngcóýnghĩathốngkê,còntrongmôhìnhREMtươngquannàylạilàt ư ơ n g quanâ mvàcóýnghĩaởmứcα%.

- TươngquangiữabiếnLEVvàTQtrongmôhìnhFEMlàtươngquandươngcó ýngh ĩathốngkêmạnh,ởmứcýnghĩaα=1%,còntrongmôhìnhREMtươngquannàylạilàt ươngquanâmnhưngkhôngcóýnghĩathốngkê.

Lựachọnmôhình:Việcnênlựa chọnmôhìnhnào đượcthực hiệnthôngquak i ểmđịnhHausmanvới2giảthuyết:

Cov(ε i,Xi )=0/Khôngcótươngquangiữacácbiếngiảithíchvàthànhp h ầnn gẫunhiên(LựachọnmôhìnhREM)

RE FE RE FE RE FE RE FE

RE FE RE FE RE FE RE

Giảthuyết‘ k h ô n g ’ l à m c ơ s ở c h o k i ểmđ ị n h Hausmanl à c á c t o á n t ử ư ớ c lượngF E M v à R E M k h ô n g k h á c n h a u đ á n g kể.G i á t r ị thốngk ê k i ể m đ ị nhd o Hausmanxâydựngxấpxỉtuântheophânphốiλ 2 Nếugiảthuyết‘không’bịbácbỏ,kếtluậnlà REMkhôngthíchhợpvàsửdụngFEMchúngtasẽđượcthuậnlợihơn.

KếtquảkiểmđịnhBảng3.7vàBảng3.8,chothấytấtcảcácmôhìnhđềucóP- value(Hausman)=0.000F= Prob>F0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Bảng3.9:Kiểmđịnhhiệntượngtựtươngquanvàphươngsaisaisốthayđổit ro n g môhình ước lượngFEM:Mốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyển vàhiệuquảthịtrườngcủadoanhnghiệp(2007-2013)

TQ Môhình2.1 Môhình2.2 Môhình2.3 Môhình2.4

ModifiedWaldtest Chi2(206)= Chi2(206)= Chi2(206)= Chi2(206) forgroupwise 73383.88 70535.16 72792.43 83407.62

Heteroskedasticity Prob>F= Prob>F= Prob>F= Prob>F0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Quacácnghiêncứutrướcđâythuộccùngđềtài,tácgiảnghingờmôhìnhbỏxótbiến(thiếubiếnngoạisinhhoặcnộisinh),cóthểlàdobiếnđộclậptrongmôhìnhlàbiếnnộ isinhmàbiếnchưađưavào(biếnbịbỏxót)cóquanhệvớiphầndưdẫnđếnkhuyếttật.

MôhìnhD-GMM

Từcácmôhìnhcơbản,tácgiảđãlầnlượttiếnhànhhồiquyvàkiểmđịnhkếtquảhồiquy theocácphươngphápOLS,FEMvàREM.Mụcđíchlàđểkiểm trađộnhạyvàsựthayđổicấutrúccủacác biếntrongmôhình,quađókhámphásơbộm ứcđộtácđộngcủacácbiến(biếngiảithích vàbiếnkiểmsoát)lên biếnphụthuộc,cũngnhưđánhgiátínhvữngcủamôhìnhnghiêncứu.Tuynhiên,cáckếtqu ảkiểmđịnhđềuchothấycácphươngphápướclượngnàychokếtquảyếu,dochưakhắc phụcđượctínhnộisinhcủacácbiếntrongmôhình.

LarPeterHansenvàonăm1982đãpháttriểnđưathêmbiếncôngcụvàomôhình đ ể k h ắcp h ụcc á c k h u y ế tt ậtnày,g ọ i l à m ô h ì n h G e n e r a l i z e d methodo f moments(GMM).

Tiếptheo,bàinghiêncứusẽsửdụngphươngphápGMMsaiphân(DifferenceGenera lizedmethodofmoments)củaArellanoBond(1991)dựatrêncơsởđềxuấtb ở i HoltzE akinetal.

Việcxácđịnhbiếnnộisinhvàbiếnngoạisinhtrongmôhìnhdựavàocáclýthuyếtv ànghiêncứuthựctiễntrướcđóđểnắmđượcýnghĩavàvaitròcủatừngbiếntrongmôhì nh,sauđósửdụngmôhìnhhồiquyphụcủabiến(đượcgiảđịnh)làbiếnnộisinhđểkiểmđịnhph ầndưvớitất cảcác biếnđộc lập.Đâylà phươngphápchắcchắnnhấtđểxácđịnhmộtmôhìnhướclượngchínhxác,bởivìviệcsửd ụng cáckiểmđịnhchomôhìnhGMMthôngquacáccôngcụmặcdùrấttiệnlợivàhữuí ch nhưng nóchỉlàbướckiểmtralạimôhìnhnghiêncứuchứkhôngphảilàviệcx á c lậptốtchom ộtmôhình.

Kiểmtrahiệntượngnộisinhvàtựtươngquan: Đểkiểmtraxemviệc lựachọnbiếncông cụcólàmchoướclượngcóhiệuquảh a y không,cóthểsửd ụn g hailoạikiểmđịnhsau( thốngkê S a r g a n vàArellano-Bond(AR)):

KiểmđịnhSarganđểxácđịnhtínhchấtphùhợpcủacácbiếncôngcụtrongm ôhìnhGMM.Đâylàkiểmđịnhgiớihạnvềnộisinh(over- identifyingrestrictions)củamôhình.KiểmđịnhSarganvớigiảthuyếtH0:“Biếncôn gcụlàngoạisinh”,n g h ĩ a làkhôngtươngquanvớisaisốcủamôhình.Vìthế,g i á trị ρ c ủa thốngkêS arg an cànglớncàngtốt.

KếtquảkiểmđịnhSargantest,tấtcảcácmôhìnhđềucóP- value>mứcýng hĩ a10%nêntachấpnhậngiảthuyếtH0:“Biếncôngcụlàngoạisinh”,đi ềunàyc h o thấykhôngcòncóhiệntượngnộisinhtrongmôhình.

KiểmđịnhArellanoBond vềtự tương quan(a ut oco rr el at io n) vớigiảth uyếtH0:“Môhìnhkhôngxảyrahiệntượngtựtươngquan”.KiểmđịnhtiếntrìnhAR(1)t r o n g saiphânbậc1thườngbácbỏgiảthuyếtH0.Chonên,kiểmđịnhAR(2)quantrọngh ơnbởivìnókiểmtratựtươngquanởcáccấpđộ.

KếtquảkiểmđịnhAR(2),tấtcảcácmôhìnhđềucóP- value>mứcýnghĩa10 %nêntachấpnhậngiảthuyếtH0:“khôngcótựtươngquantrongm ôhình”,choth ấykhônghiệntượngtựtươngquan.

Ngoàira,đểướclượngkhôngbịyếu(weakened),sốlượngcácbiếncôngcụ(từ1 0-17biến)nhỏhơnsốlượngcácnhóm(618)nênđảmbảotínhvữngchomôh ì n h

KếtquảướclượngMốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàkhảnăngsinhl ờitừhoạtđộngbằngPhươngphápD-GMM(Bảng3.10)chothấy:

- CácbiếnđạidiệnchovốnluânchuyểncótươngquanâmvớibiếnGOP.Hệsốướclư ợngcủaCCCvàRCPđềucóýnghĩathốngkêcao(α=1%),hệsốướclượngICPcóýn ghĩathấphơn,ởmứcα=5%,cònhệsốướclượngPDPchỉởmứcý nghĩaα%.

- Đốivớicácbiếnkiểmsoát:biếnLEV,FARđềukhôngcóýnghĩathốngkêt r o n g cảbốnmôhình;biếnGROWTHcótươngquanâmnhưngcómứcýnghĩathốngkê t h ấ p v à / hoặck h ô n g c ó ý n g h ĩ a t h ố n g k ê ; b i ế n V N O I vàb i ế n G D P cót ư ơn g q ua n d ư ơ n g v ớ imứcý n g h ĩ a t h ô n g kêc a o ( α=15%).T ư ơ n g q u a n g i ữ abiếnSIZEvớiGOPtro ngmôhìnhướclượngCCCvàICPcóýnghĩathốngkêởmứcα=1%trongkhikhôngcó ýnghĩathốngkêtrongmôhìnhướclượngPDPvàchỉcóýnghĩaởmứcthấpα%trongmô hìnhướclượngRCP.

KếtquảướclượngMốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảthịtrườngbằ ngPhươngphápD-GMM(Bảng3.11)chothấy:

- Cácbiếnđạidiệnchovốnluânchuyểnđềucótươngquanâmvớihiệuquảthị trườngcủa doanh nghiệp (TQ).Hệsốước lượng củaCCC, ICPvàPDP đềucó ýng hĩathốngkêởmứcα=5%,cònhệsốướclượngcủaRCPcóýnghĩathấphơn,chỉở mứcα%.

- Tươngq u a n d ư ơ n g g i ữ ab i ếnG R O W T H , G D P v ớiTQl à t ư ơ n g q u a n âmt rong cả4môhình, hệsốướclượng GDPcóýnghĩaởmứccao(α=1%),cònhệsốư ớc lượngGROWTHcóýnghĩaởmứcα=510%

Bảng3.10:Mốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàkhảnăngsinhlờitừh oạtđộngcủadoanhnghiệp(2007-2013):PhươngphápD-GMM

Sargantest Chi2(3)5.34 Chi2(3)6.12 Chi2(3)5.10 Chi2(10)14.92 Prob>chi2= Prob>chi2= Prob>chi2= Prob>chi20.148 0.106 0.165 0.135

Bảng3.11:Mốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảthịtrườngcủadoan hnghiệp(2007-2013):PhươngphápD-GMM

Sargantest Chi2(6)8.73 Chi2(3)2.73 Chi2(3)2.78 Chi2(6)8.65 Prob>chi2= Prob>chi2= Prob>chi2= Prob>chi20.189 0.436 0.427 0.194

KẾTQUẢVÀÝNGHĨAHỒIQUY

Bảng3.12vàBảng3.13,kếtquảướclượngcủacácmôhìnhnghiêncứutiếnh àn h h ồiquylầnlượt t h e o các phương phápOL S, FEM và D-

GMM.Hệsốướ clượngcủabiếngiảithíchbằngcácphươngphápkhánhấtquánvớinhauv ềdấu:tấtc ảcácbiếngiảithíchRCP,ICP,PDPvàCCCđềucótươngquanâmvớibiếnphụ thuộclàtỷlệlợinhuậngộp(GOP)vàhiệuquảthịtrườngcủadoanhnghiệp(TQ).Ngoạitr ừtrườnghợpduynhấtlàbiếnRCPcótươngquandươngvớibiếnTQtrongư ớc lượngbằngph ươngphápFEM.Cáchệsốướclượngđềucóýnghĩathốngkê,nhưnghệsốướclượngcủa cácbiếngiảithíchtrongmôhìnhướclượngmốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàh iệuquảthịtrườngcủadoanhnghiệpbằngcácphươngpháp hồiquyOLSvà FEMkhông cóý nghĩathống kê,trong khiước lượngbằngphươngphápD-

GMMthìcáchệsốướclượngnàyđềucóýnghĩathốngkê,hệsốướclượngCCC,ICPvàP DPcóýnghĩaởmứcα=5%,hệsốướclượngRCPcómứcýnghĩathốngkêα%.

KhácvớikếtquảhồiquyOLS,ngoàicácbiếnđạidiệnchovốnluânchuyển,c ò n cóq uymôdoanhnghiệp,tốcđộtăngtrưởngdoanhthuvàtốcđộtăngtrưởngGDPcótácđ ộngđếnhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệpthôngqua2biếnphụthuộclàtỷlệlợinhu ậngộp(GOP)vàhiệuquảthịtrườngcủadoanhnghiệp(TQ)vớimứcýnghĩathốngkêchấ pnhậnđượctrongkhikhôngcóýnghĩathốngkêcủabiếntỷlệtàisảntàichính.Cósựxáclậ pýnghĩathốngkêcủabiếnVNOIđốivớiG OP ởmứcýnghĩa1%nhưnglạikhôngcóý nghĩađốivớiTQ.Ngượclại,biếnL E V lạikhôngcóýnghĩathốngkêtrongmốitươngquanv ớiGOPnhưnglạicóảnhhưởngđếnTQởmứcýnghĩa1%.

Cót h ể t h ấyrằnghệsốh ồiquycủac á c b i ế n đ ạ id i ệnc h o v ốnluânc h u y ể nmangd ấuâmthểhiệnmốitươngquangiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộng củadoanh nghiệplà ngượcchiều nhau,điềunàylàphùhợpvớiphântícht ư ơ n g q u a n P e a r s o n vàc á c n g h i ê n cứut r ư ớ c n h ư : Wang( 2 0 0 2 ) ; L a z a r i d i s a n d Tryfodinis(2006);Garcia-

Teruel and Mar tí nez -

Solano(2007);Padachi (2 00 6) và F a l o p e andAjilore(2009).Đốivớicảhaim ôhìnhTQvàGOP,RCPcóquanhệ nghịchbiếnởcácmứchệsố-0.0004746và-

0.0002286.Cácconsốnàychothấyr ằngmộtsựgiatănghaysụtgiảmsốngàythutiềns ẽcóảnhhưởngđếnkhảnăngsi n h lờicủadoanhnghiệp.NhưMathuva

Nghiên cứu của năm 2010 cho thấy rằng việc khách hàng thanh toán hóa đơn sớm giúp doanh nghiệp có nhiều tiền mặt hơn để đầu tư vào hàng tồn kho, từ đó doanh số bán hàng tăng cao và mở rộng quy mô hoạt động Các mô hình ICP, PDP và CCC có mối quan hệ nghịch biến với thời gian quay vòng và lợi nhuận gộp, cho thấy rằng kỳ lưỡng kho và kỳ thanh toán càng ngắn sẽ mang lại hiệu quả hoạt động cao hơn Việc giảm kỳ lưỡng kho giúp hàng tồn kho được luân chuyển nhanh chóng, nâng cao khả năng sinh lời cho doanh nghiệp Đồng thời, mối quan hệ nghịch biến giữa kỳ phải trả và khả năng sinh lời cho thấy doanh nghiệp cần phải quản lý thời gian thanh toán hợp lý để duy trì uy tín và khả năng sinh lời.

Nobaneea n d Haddad(2014).Tươngtự,chukỳluânchuyểntiềnmặtcàngngắnthìkhảnăn gsinhlờicànglớndẫnđếnhiệuquảhoạtđộngcàngcao.

Nhưvậy,cóthểkếtluậnrằngcómốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàkhản ăngsinhlờicủacácdoanhnghiệpViệtNam,hàmýrằnggiảthuyếtH01v àH02củanghiêncứu bị bácbỏ.Cụthểhơn,cómốiquanhệnghịchbiếngiữakỳphảithu,kỳlưukho,kỳphảitrảvàchu kỳluânchuyểntiềnmặtvớitỷlệlợinhuậnhoạtđộnggộp(GOP)cũngnhưgiátrịthịtrườngcủa doanhnghiệp(TQ).

GMMg i ú p g i ả iquyếtv ấnđ ề p h ư ơ n g s a i sa i sốthayđổivàtựtươngquantrongmôhìn h,chorakếtquảkhôngchệchvàcótínhtincậycao.

OLS FE GMM OLS FE GMM OLS FE GMM OLS FE GMM

Bảng3.13: Mốiquan hệgiữaquản trịvốn luânchuyểnvàhiệu quảthị trườngcủadoanhnghiệp(2007-2013):Phương

OLS FE GMM OLS FE GMM OLS FE GMM OLS FE GMM

Bảng3.13: Mốiquan hệgiữaquản trịvốn luânchuyểnvàhiệu quảthị trườngcủadoanhnghiệp(2007-2013):Phương

KHUYẾNNGHỊ,HẠNCHẾCỦAĐỀTÀI

LỰACHỌNCHÍNHSÁCHQUẢNTRỊVỐNLUÂNCHUYỂN

Tronggiớihạnnguồndữliệuvàmôhìnhnghiêncứu,bàiviếtđãpháthiệnvốnlu ân chuy ểncótácđộngâmlênhiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp(chấpnhậngiảthuyếtH11v à

H12).Điềunàyhàmýrằng,cácdoanhnghiệpcóthểgiatănghiệuquảhoạtđộngcủamìnhbằn gcácrútngắnkỳthutiền,kỳlưukhovàkỳphảitrả,tuyn h i ê n mứcđ ộ t á c đ ộ n g k h ô n g lớn.

K ếtq u ản à y hoànt o à n n h ấ t q u á n n h i ề uc ô n g trìnhnghiêncứutrướcđó.

Kết quả phân tích cho thấy các doanh nghiệp cần tối ưu hóa hoạt động quản trị tài chính để nâng cao lợi nhuận và giá trị thị trường Một trong những cách hiệu quả là quản lý chu kỳ luân chuyển tiền mặt, bao gồm việc giảm kỳ thu, kỳ lưu kho và kỳ trả Điều này sẽ cải thiện đáng kể thanh khoản cho doanh nghiệp và tạo ra tác động tích cực đến vị thế tài chính Ngoài ra, quản trị vốn luân chuyển tốt sẽ hỗ trợ phát triển cách hình thức tài trợ, giúp các tổ chức tín dụng đánh giá cấu trúc tài chính của doanh nghiệp và đưa ra quyết định tài trợ hợp lý, từ đó giảm thiểu rủi ro cho các doanh nghiệp có tình hình tài chính không ổn định.

Mộtsốgợiýchínhsáchquảntrịvốnluânchuyểnnhằmgiúpcácdoanhnghiệpc ó thểnân gcaolợinhuận,nângcaogiátrịthịtrườngvàquađónângcaohiệuquảhoạtđộng,cụthể: 4.1.1 Xácđịnhnhucầukếhoạchvàsửdụngnguồnvốnlưuđộngmộtcáchlinhhoạt, hợplý

Việcxâydựngkếhoạchnhucầuvốnlưuđộnglàmộttrongnhữngnhiệmvụquantr ọnghàngđầuvàrấtcầnthiếtđốivớicácdoanhnghiệp.Côngtyphảixácđịnhnhucầu vónlưuđộngchohoạtđộngsảnxuấtkinhdoanhchínhxác,hợplýđểđảmbảochoquátrình sảnxuấtkindoanhđượctiếnhànhliêutục,bêncạnhđó,cóthểtránhđượctìnhtrạngtồnkho,ứđọngvậttư,sửdụnglãngphívốnđồngthờihạn chếrủiroxảyra.

Căncứvànhucầuvốnđãxácđinh,xácđịnhkhảnăngtàichínhhiệntạicủadoanh nghiệpđểxâydựngkếhoạthuyđộngvốn,tínhtoánsosánhchiphíhuyđộngvốntừcácnguồn tàitrợđểlựachọnkênhhuyđộngphùhợpđểđemlạihiệuquảkinh tếcaonhất.

Bêncạnhđó,phảitínhtoánsửdụngnguồnvốnlưuđộngmộtcáchlinhhoạt,hợplý. Việcsửdụnghợplý,tiếtkiệmvốnluânchuyểnthểhiệntrướchếtởtốcđộlu ân chuyểnvốn củadoanhnghiệp.Vòngquayvốncàngnhanhthìkỳluânchuyểnvốncàngrútngắnvàvốnl uânchuyểncàngđượcsửdụngcóhiệuquả.

Theonhưkếtquảcủanghiêncứuđãphântíchởtrên,cómốiquanhệnghịchbiếngiữ akỳphảithu,kỳlưukho,kỳphảitrảvớitỷlệlợinhuậnho ạtđộnggộp( G O P ) cũngnhư giátrịthịtrườngcủadoanhnghiệp(TQ).Đểnângcaolợinhuậnvàcảithiệngiátrịdoa nhnghiệp,cácnhàquảntrịtàichínhcủadoanhnghiệpcầntậptrungkiểmsoáttừngthàn htốchínhcủavốnluânchuyển. a Quảnlýtốtcáckhoảnphảithu

Các nhà quản trị doanh nghiệp, bao gồm CEO, CFO và CIO, thường quan tâm đến các chỉ tiêu liên quan đến thu nhập và chi phí, cùng với các chiến lược doanh nghiệp Điều này dẫn đến việc các nhà quản lý cấp kinh doanh chỉ chú trọng vào doanh thu mà không xem xét tỷ lệ bao nhiêu doanh thu được thu hồi và quá hạn, gây ra tình trạng không đầu tư đầy đủ vào nguồn lực và chính sách theo dõi thực hiện việc thu nợ Hiệu quả hoạt động về các khoản phải thu không chỉ là trách nhiệm của bộ phận kế toán – tài chính mà còn là sự phối hợp giữa các bộ phận Để quản lý khoản phải thu hiệu quả, bộ phận kế toán – tài chính cần sự hỗ trợ từ bộ phận bán hàng, dịch vụ khách hàng và ban giám đốc Nếu quản lý các khoản phải thu không tốt, doanh thu thực tế bằng tiền mặt sẽ thấp hơn nhiều so với doanh thu sổ sách kế toán, dẫn đến tình trạng thiếu hụt vốn lưu chuyển Các doanh nghiệp có thể cải thiện hiệu quả các khoản phải thu bằng cách cải thiện mối quan hệ với bộ phận bán hàng, ví dụ như việc bộ phận dịch vụ khách hàng thường xuyên cập nhật sai chi phí có thể làm kéo dài quá trình thanh toán.

Trongmốiquanhệgiữacácdoanhnghiệpvớinhau,đốitượngđóngvaitròng ười muahàngthườngtậndụngsứcmạnhđàm pháncủamìnhđểkéodàithờihạnthanh toán.Ngượ clại,các doanhnghiệpđóngvaitr ònhàcungcấpthườngdànhphần lớnthời gianđểquảnlý tốt cáckhoảnphảithu nhằm mục tiêugiữvữngkháchhàng vàthuđầyđủsốtiềnđãtàitrợtrướcđó.Đểrútngắnthờigiantrung bìnhtừk h i bánhàngđếnkhithuđượcnợtừnhàphânphối,cácnhàquảnlýnênđưar a mộtgiảipháptoàndiệntừchínhsách,hệthống,conngười,côngcụhỗtrợđếnkỹn ăngvàquytrìnhthunợ:

Doanh nghiệpphảicócácchínhsáchvềquảnlýnợphảithu.Cácchínhsách vềqu ảnlýnợphảithulànềntảng,làtài liệuhướngdẫnchocảhệthốngv à làmộtkênhthôngtinhiệuquảliênkếtcácphòng ,bancủadoanhnghiệpt r o n g quátrìnhphốihợpquảnlýcôngnợ.Cầnkiểmtrac ácthangbậcđánhgi ác h o t ừ n g t i ê u c h í c ụ thểv ềt ư c á c h k h á c h h à n g , k h ả n ă n g t h a n h t o á n , doanhthudựkiến,lịchsửthanhtoán,cơsởvậtchất… củatừngkháchhàngvàđưaraquyđịnhcụthểvềđiềukiệnkháchhàngđủtiêuchuẩn đượctàitrợkhoảntíndụngthươngmại,hạnmứcnợlàbaonhiêu,thờigiantốiđachi ếmd ụngv ốnc ủad o a n h n g h i ệp…

Bên cạnh đó, cần dựa vào các quy định về người có thẩm quyền phê duyệt các khoản mục trong nội bộ doanh nghiệp, từ tổng giám đốc, giám đốc, đến các trưởng phòng và nhân viên bán hàng Cần có chính sách khen thưởng hợp lý và kịp thời cho những nhân viên thu nợ đạt được chỉ tiêu đề ra để động viên, khuyến khích nhân viên làm việc Các chỉ tiêu này có thể ảnh hưởng đến tổng số tiền thưởng mà các nhà quản lý bán hàng nhận được Nếu các nhà quản lý này đạt được các chỉ tiêu về quản trị vốn luân chuyển mà bộ phận tài chính đưa ra, như kỳ hạn phải trả và tỷ lệ các khoản phải trả quá hạn, thì họ sẽ được thưởng thêm một tỷ lệ nhất định Ngược lại, trong trường hợp các nhà quản lý này không đạt được các chỉ tiêu nêu trên, doanh nghiệp sẽ giảm ngân sách tiền thưởng hàng năm cho bộ phận bán hàng Mục tiêu của phương thức này là nhằm đảm bảo các nhà quản lý trị bán hàng không ngừng quan tâm đến hiệu quả về doanh thu mà còn phải đánh giá thường xuyên quyết định của mình đang ảnh hưởng đến dòng lưu chuyển tiền tệ.

Doanh nghiệpcầncómộtquytrìnhraquyếtđịnhtàitrợthươngmạirõràng.Trư ớckhiđưaraquyếtđịnhtàitrợthươngmại,nhânviênbánhàngc ầntrựctiếp đếntrụsởdoanhnghiệpkháchhàngđểquansát,traođổi,thuthậpthôngtin,ti ếnhànhđánhgiácácđiềukiệncủakháchhàng,sauđóđềx u ấth ạnmứct í n d ụ n g K h i k ý k ế t c á c h ợ p đ ồ n g c ó b a o g ồ m đ i ề uk h o ảnt h an h toán,cầnphả iquasựkiểmtracủabộphậnquảnlýcôngnợđểchắcchắnvềlịchsửthanhtoáncủ akháchhàng.Mẫuhợpđồngnêncóđầyđủcácđiềukhoảnvềhạnmứcnợ,thờihạnth anhtoán,chếtài,…

Saukhikýhợpđ ồ ng,Doanhnghiệpnêngửibảngliệtkêhoặchóađơnchokháchhà ngđúngkỳhạn;liênlạcvớikháchhàngđể giảiquyếtvướ ngmắcnếucó;nhắ c nợth eo cácmốcthờigiancốđịnhchocáckháchhàngcótuổinợcaohơnthờig i a n chop hé p N ế u khóth uhồinợ,cóthểchuyểnsa ng các d o a n h n gh i ệpchuyê nthunợhoăcmuanợ.

Doanhnghiệpcũngnêncómộtbộphậnchuyêntráchvềquảnlýthunợv à theodõ icông nợ Cóthểbốtrínhânlực chobộphậnnàychia theongành nghềkinhdoanhcủakháchhàng,vịtríđịalýhoặcgiátrịcôngnợ.Nhữngng ườinàyphảiđượcđàotạovềkỹnănggiaotiếpquađiệnthoại,khảnăngthuyếtp hụckháchhàngthanhtoánhoặccamkếtthanhtoán,cáchxửlýcáctìnhhướngkhó hoặcsửdụngthànhthạocácphầnmềmhỗtrợ…

Doanhnghiệpcũngcầnđầutưphầnmềmkếtoáncóphầnhành(module)hỗtr ợquảnlýcôngnợ.Nhữngphầnmềmứngdụngnàycóthểtruyxuấtđượccácbáo cáotổnghợpcũngnhưcácbáocáochitiếtcôngnợc ủatừngkháchhàngtheocácti êuchíquảntrị,giúptiếtkiệmthờigian,nângc a o hiệuquảcôngviệccủanhânviênthu nợ.

Cầnlưuýrằng,mỗidoanhnghiệpcónhững đặc thùriêngvềlĩnh vựckinhd oanh , cơcấutài sản,vốn luânchuyển.

Nhàquảnlýcủatừngdoanhnghiệpnênlựachọnnhữngphươngthứcphùhợpnhấtchodoanhn ghiệpcủamìnhdựatrênphươngch âmđánhđổigiữalợiíchvàchiphí,tínhthanhkhoả nvàlợinhuận.Nếudoanhnghiệpsiếtchặtviệcthunợ,tínhthanhkhoảnsẽđượccảithiệnn hưngphảiđốimặtvớirủiroviệckháchhàngsẽchuyểnsangcácđốithủcóchínhsáchtíndụngth ươngmạimềmdẻohơn. b Cânđ ố i h à n g t ồ n k h o đ ể c ó đ ư ợ c t ì n h t r ạ ngs ảnx u ấtk i n h d o a n h tốt nhất

Việc cân đối hàng tồn kho là một thách thức lớn đối với các nhà quản trị, ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp Hàng tồn kho bao gồm nguyên vật liệu, công cụ lao động, sản phẩm dở dang và thành phẩm Nếu doanh nghiệp duy trì lượng nguyên vật liệu quá lớn sẽ dẫn đến chi phí lưu kho cao và gây ứ đọng vốn, trong khi thiếu hụt nguyên vật liệu có thể gián đoạn hoạt động sản xuất Do đó, việc tính toán lượng hàng hóa tồn kho tối ưu là rất quan trọng, phù hợp với quy mô và chu kỳ kinh doanh của doanh nghiệp Tồn kho trong quá trình sản xuất (hàng hóa dở dang) cũng đóng vai trò như một bước đệm cho quá trình sản xuất liên tục.

Dâychuyền sảnxuấtcàngdàivàcàngcónhiềucôngđoạnsẽyêucầulượngtồnkhoc à n g lớn.Hànghóathà nhphẩmsaukhiđượchoànthànhđasốchưathểđưavàolưut hô ngdothườngxuấttheolô,dẫnt ớiviệclưuthôngbịgiánđoạn.Mụctiêucủacácnhàquảntrịlàtăngvòngquayhàngtồnkho đểgiảmcácchiphíthuêkho,dựtrữ,bảohiểmvàcácchiphíkhácliênquanđếnviệcdu ytrìchấtlượnghàngtồnkho.Điềunàyđồngnghĩavớiviệctănglợinhuậnròngvìdodoan hthutừviệcbánhàngh ó a caohơn.Nhiệmvụquantrọngcủacácnhàquảntrịtàichínhd oanhnghiệplàcầnxácđinhvàduytrìmứctồn khohợplýbằngviệc nắmbắtchính xácnhu cầuthịtrường,tínhlượngđặthàng,xácđịnhthờiđiểmđặthàngđốivớinguyênvậtliệuđểđ ả mbảophụcvụchoquátrìnhhoạtđộngsảnxuấtkinhdoanhdiễnratrơnchuvàmanglạihi ệuquảkinhtếcaonhất.

Cơ cấu tổ chức theo phương thức "silo" trong doanh nghiệp thường dẫn đến việc các bộ phận hoạt động và tài chính tách biệt, thiếu sự trao đổi thông tin và thiết lập mục tiêu chung Điều này tạo ra sự không hiệu quả trong việc quản lý vốn lưu chuyển, khi bộ phận tài chính yêu cầu mức tồn kho thấp trong khi bộ phận hoạt động lại cần tồn kho cao để đảm bảo quá trình cung ứng liên tục Để khắc phục vấn đề này, nhiều doanh nghiệp đã phát triển hệ thống thông tin kết nối giữa các bộ phận, giúp thiết lập mục tiêu chung và cải thiện dòng vốn lưu động Phương pháp này đã có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

CÁCHẠNCHẾCỦAĐỀTÀI

Việcthuthậpdữliệumẫuđạidiệnlàrấtkhókhăn.Mẫunghiêncứuđượct huthậpch ỉbaogồmcácdoanhnghiệpđãniêmyếttrênsànHOSEvàHNX,nêntínhđạidiệnlàch ưacao.

Mẫun g h i ê n c ứ u l à c á c d o a n h n g h i ệpp h i t à i c h í n h , đ ư ợ cl ựac h ọnn g ẫu nhiênk h ô n g d ự a v à o m ộ t t i ê u c h í n à o , t á c g i ả c ũ n g k h ô n g p h â n l o ạ i c á c d o a n h nghiệptheonhómngànhnghềhaytheotiêuchíquymôđểnghiêncứunênkếtquản g h i ê n cứucóthểđạtđộtincậykhôngcao.

GMMsửdụngtrongđềtàimặcdùcónhữngưuđiểmvượttrộis o vớic á c p h ư ơ n g p h á p ư ớcl ư ợ ngF E hayREk h i g i ảiq u y ếtđ ư ợ cn h ữngkhuyếttậtcủamôhìnhnhưtựtươn gquanhayphươngsaisaisốthayđổinhưngp h ư ơ n g nàycũngcónhữnghạnchếnhấtđ ịnh:

(ii) Khôngthể h iệncác đặc tí nh năngđ ộngngắnhạnvà đồngl iê nkếtdài h ạ n.

GMMbuộccácthamsốđồngnhấtgiữacácđơnvịbảngvàcóthểđưađếnsựkhôngnhấtquánv àsailệchcủacáchệsốhồiquytrongdàihạn,tuyn h iên vấnđềnàychỉxảyrađốivớicácm ẫucóthờigianquansá t dài(từ20-30 năm).

HƯỚNGNGHIÊNCỨUTIẾPTHEO

Docònnhiềuhạnchếtrongthuthậpdữliệuvàxửlísốliệunênnghiêncứuchư ađưarađược môhì nh tốiưuthích hợpc h o vấnđề đặtra Chínhvìvậy,bàin gh i ê n cứuvẫncònchưahoànchỉnhvàkếtquảcầnkiểmtrathêm.

Kếtquảnàycũng chothấycó nhiềuvấn đềcầntìmhiểu thêmvàphântíchsâuhơnvềcáchthứcquảntrịvốnluânchuyển.Mộtsốhướngnghiêncứut iếptheochođềtàicóthểlàkhảnăngthanhkhoảncủadoanhnghiệp,độnhạycảmcủavốnlu ânchuyểnvớihiệuquảhoạtđộngcủadoanhnghiệpcùngvớisốlượngquansátlớ nh ơ n vàthờigiandàihơn.

Phương pháp PMG mang lại nhiều ưu điểm cho các tác giả khi nghiên cứu trong thời gian dài hơn và với các doanh nghiệp lớn Tuy nhiên, vẫn tồn tại một số hạn chế mà cần khắc phục Để cải thiện tình trạng này, có thể áp dụng phương pháp ước lượng PMG để đưa ra các tham số có giá trị trung bình nhất quán và phù hợp với các tham số độc lập trong toàn bộ nhóm Một trong những ưu điểm nổi bật của phương pháp PMG là khả năng điều chỉnh động giữa các đơn vị bảng khác nhau trong khi vẫn giữ được các hệ số trong dài hạn Phương pháp này cũng làm nổi bật tính hiệu chỉnh động giữa dài hạn và ngắn hạn, cho phép các nhà nghiên cứu có cái nhìn toàn diện hơn về dữ liệu.

Tácgiảđãnghiêncứumốiquanhệgiữaquảntrịvốnluânchuyểnvàhiệuquảhoạtđộng củadoanhnghiệpvớimẫunghiêncứugồm206doanhnghiệpniêmyếtt r ê n SởGiaodị chChứngkhoánTp.HCM(HOSE)vàSởGiaodịchChứngkhoánH à Nội(HNX)từnă m2007đếnnăm2013.Bàiviếtđiquanhiềuphươngphápướclượngtrongkinh tếlượngnhưPOOLEDthông thường,POOLED sửdụng biếngiả,FE,RE,GMMđểđiđếnkếtluậnsửdụngphươngphápD-

GMMnhằmxửlýtốtvấnđềnộisinh,tựtươngquan,phươngsaisaisốthayđổivàquantr ọnghơncảlàc ó thểchủđộngđiềuchỉnhcácbiếnnộisinhvàngoạisinhtrongthủtụcGM MvàIVdựatrênlýthuyếtvàthựctiễnđểcuốicùngcókếtquảướclượnghợplýnhất.Bài nghiêncứutìmthấymốiquanhệnghịchbiếnvàcóýnghĩagiữa cácthànhphầnVốnluânchuyểnvàkhảnăngsinhlờitừhoạtđộngcủadoanhnghiệp.Kếtqu ảnàyhoàntoànnhấtquánvớiđaphầncácnghiêncứutrướcđâyởtrongvàngoàinước.

Kếtquảnghiêncứucũngđãtìmthấyquảntrịvốnluânchuyểnđượcđolườngbằngchu kỳluânchuyểntiềnmặt(CCC)vàcácthànhphầncủanó(RCP,ICPvàPDP)cót á c đ ộ n g âml ê n hiệuq u ảt h ịt r ư ờ ng( T Q ) c ủac á c d o a n h n g h i ệp.Tuynhiên,mứcđộtácđ ộng làkhônglớnvớimứcýnghĩathốngkêα=5%,riêngkỳthutiềnkháchhàng(RCP)chỉcóýnghĩaở mứcα%.

Nhìnchung, bàiv iế tđãcun gc ấ pbằngch ứngthựcn gh i ệmvềmốiq u a n h ệg i ữ aquảntrịvốnlưuđộngvàhiệuquảhoạtđộngcủacácdoanhnghiệpViệtNam.Kếtquảthự cnghiệmcủanghiêncứunàychothấyrằngcácnhàquảntrịtàichínhc ủadoanhnghiệpc óthểchútrọngđếnhoạtđộngtàichínhcủa mìnhđểgiatăngkhảnăngsinhlờiquađógiatănggiátrịtàisảnchocổđôngvàcảithiệng iátrịdoanhnghiệp.

TừThịKimThoa&NguyễnThịUyênUyên,2014.Mốiquanhệgiữaquảntrịvốnl u â n chu yểnvàkhảnăngsinhlợi:BằngchứngthựcnghiệmởVN.TạpchíP h á t triển& Hộinhập,Số14(24),trang62-70.

TrầnN g ọcT h ơ , 2 0 0 7 T à i c h í n h d o a n h n g h i ệ ph i ệnđại.H à N ộ i : N h à x u ấ tb ảnThốngkê.

TổngCụcThốngKê,2014.NiêngiámThốngkêtómtắtnăm2013.HàNội:Nhàxuấ tbảnThốngkê

Abuzayed,B , 2 0 1 2 WorkingC a p i t a l M a n a g e m e n t a n d F i r m s ’ Perfor mancei n E m e r g i n g Markets:TheCaseofJordan.InternationalJournalofMa nagerialFinance,Vol.8,Issue2,pp.155–179.

W o r k i n g c a p i t a l managementand profitability:EvidencefromGhanaian listedmanufacturingfirms.JournalofEconomicsandInternationalFinanc e,Vol.5(9),pp.373-379.

Altman,E , 1 9 6 8 F i n a n c i a l R a t i o s , D i s c r i m i n a n t A n a l y s i s a n d t h e P r e d i c t i o n o f C o r p o r a t e Bankruptcy.TheJournalofFinance,Vol.23,No. 4,pp.589-609[o nl in e]

Av ail abl e at:[Last accessed0 8August2014].

Arellano,M.andBond,S.,1991.Sometestsofspecificationforpaneldata:MonteCarl oevidenceandanapplicationtoemploymentequations.TheReviewofEc on omicStudies,Vol.58,No.2,pp.277–297.

EffectofMarketV a l u a t i o n a n d P r o f i t a b i l i t y inMalaysia.I n t e r n a t i o n a lJ o u r n a l o f B u s i n e s s a n d Management,5(11),pp.140-147.

BaveldM.B.,2012.ImpactofWorkingCapitalManagementontheProfitabilityofP ub li cListedFirmsinTheNetherlandsDuringtheFinancialCrisis.MasterThesi s.UniversityofTwente.

Brealey,R.,Myers,S.C.,&Allen,F.,2006.P r i n c i p l es ofCorporateFinance.

Charitou,M.,Elfani,M.andLois,P.,2010.TheEffectofWorkingCapitalM a n a g e m e n t OnFirm’sProfitability:EmpiricalEvidenceFromAnEmerging Marke t.JournalofBusiness&EconomicsResearch,Vol.8,No.1 2 , pp.63-68.

Deloof,M.,2003.DoesWorkingCapitalManagementAffectProfitabilityofB e l g i a n Firms?.JournalofBusinessFinanceandAccounting,Vol.30,No.3 &

R es e a r ch JournalofFinanceandEconomics,Issue49,pp.59-67.

ProfitabilityTradeoff:AnEmpiricalInvestigationinAnE m e r g i n g Market.Inte rnationalJournalofCommerce&Management,Vol.1 4 , No.2,pp.48-60.

Erasmus,P , 2 0 1 0 Th e R e la t i o n s h i p Be twe en WorkingC a p i t a l M a n a g e m e n t an dP r o f i t a b i l i t y forsouthAfricanListedIndustrialFirms.TheBusines sReview,Cambridge,Vol.15,No.1,pp.183-188.

Filbeck,G.,Krueger, T., &Preece,D.,2 0 0 7 CFOMagazine’s Working Cap italSurvey:D o S e l e c t e d FirmsWorkf o r S h a r e h o l d e r s ? Q u a r t e r l y J o u r n a l o f B u s i n e s s &Economics,Vol.46(2),pp.3-22.

Solono,P , 2 0 0 7 Effectso f WorkingC a p i t a l M a n a g e m e n t onSMEProfi tability.InternationalJournalofManagerialFinance,Vol.3,No.2,pp.174-177. Gill,A.,Biger,N.andNeil,M.,2010.TheRelationshipBetweenWorkingCapitalM a n a g e m e n t AndProfitability:EvidenceFromTheUnitedStates.Business andEconomicsJournal,Vol.10,pp.1-9.

Hansen,L.P.,1982.LargeSamplePropertiesofGeneralizedMethodsofMomentsE s t i m a t o r s Econometrica,Vol.50,Issue4,pp.1029-1054.

Eakin,D.,Newey,W.andRosen,H.S.,1988.Estimating vectorautor eg ressionsw i t h p a n e l d a t a E c o n o m e t r i c a,V o l 5 6 , N o 6,p p 1 3 7 1

Kieschnick,R , L a P l a n t e , M , M o u s s a w i , R.& B a r a n c h u k , N , 2 0 0 6 C o r p o r a t e WorkingC a p i t a l M a n a g e m e n t : D e t e r m i n a n t s a n d C o n s e q u e n c e s.WorkingP a p e r UniversityofTexas:Dallas,pp.1-33.

Kim,C.,Mauer,D.andSherman,A.,1998.Thedeterminantsofcorporateliquidity:t h e o r y andev id enc e.J o u r n a l ofF in an ci al a n d Q u a n t i t a t i v e A n a l y s i s,V o l 3 3 , No.3,pp.335-59.

D.,2006.RelationshipBetweenWorkingCapitalManagement a n d P r o f i t a b i l i t y o f L i s t e d C o m p a n i e s i n t h e A t h e n s S t o c k Exchang e.JournalofFinancialManagementandAnalysis,Vol.18,No.1,p p 26- 35.

Forum:AnI n t e r n a t i o n a l Journal,Vol.9,No.1,pp.82-91.

Mansoori,E.&Muhammad,J.,2012.Theeffectofworkingcapital managementonfirm'sp r o f i t a b i l i t y : E v i d e n c e f r o m S i n g a p o r e I n t e r d i s c i p l i n a r y J o u r n a l o f C o n t e m p o r a r y ResearchinBusiness,Vol.4,

Componentso n C o r p o r a t e P r o f i t a b i l i t y : A Surveyo n K e n y a n L i s t e d F i r m s R e s e a r c h Jo u rn a l ofBusinessManagement,4(1),pp.1-11.

Mohammad,A , 2 0 1 1 WorkingC a p i t a l M a n a g e m e n t a n d C o r p o r a t e P r o f i t a b i l i t y E v i d e n c e fromIran.WorldAppliedSciencesJournal,12(7),1093-1099. Mousavi,Z.,& Jari,A.,2012.TheRelationshipbetweenWorkingCapitalManagementa n d FirmP e r f o r m a n c e -

E v i d e n c e f r o m I r a n I n t e r n a t i o n a l JournalofHumanitiesand SocialScience,Vol.2,No.2,pp.141-146.

Myers,S.,1984.TheCapitalStructurePuzzle.JournalofFinance,Vol.39,No.3,p p

Napompech,K.,2012.EffectsofWorkingCapitalManagementontheProfitabilityo f Th aiListedFirms.InternationalJournalofTrade,EconomicsandF i n an ce,V ol.3,No.3,227-232.

Nobanee,H , A b d u l l a t i f , M , & A l H a j j a r , M , 2 0 1 1 C a s h C o n v e r s i o n Cyc lea n d Firm'sPerformanceof JapaneseFirms.Asian ReviewofAccounting, Vol.19I ss: 2,pp.147-156.

Nobanee,H.,andHaddad,A.E.,2014.WorkingCapitalManagementandCorporateP r o f it a b i l it y of JapaneseFirms.TheEmpiricalEconomicsLetters,13(1),pp.3 9 - 4 4 Opler,T.,Pinkowitz,L.,Stulz,R.andWilliamson,R.,1999.Thedeterminantsandimpl icationsofcorporatecashholdings.J o u r n a l o f F i n a n c i a l E c o n o m i c s,V o l 52,No.1,pp.3-46.

Padachi,K.,2006.Trendsinworkingcapitalmanagementanditsimpactonfirms’perf ormance:a n a n a l y s i s o f M a u r i t i a n smallm a n u f a c t u r i n g firms.I n t e r n a t i o n a l ReviewofBusinessResearchPapers,Vol.2,No.2,pp.45-58.

Peel,M.andWilson,N.,1996.Workingcapitalandfinancialmanagementpracticesi n thesm allfirmsector.InternationalSmallBusinessJournal,Vol.14,No.2 , pp.52- 68

EvidencefromTehranS t o c k Exchange.InternationalJournalofBusinessan dSocialScience,Vol.3 , No.10,pp.311-318.

C a s e ofPakistanFirms.InternationalReviewofBusinessResearchPap ers,V o l 3,No.1,pp.279-300.

Managementon Firm Profitability:Evidence fromTurkey.The internationalJ o u r n a l ofAppliedEconomicsandFinance,2(1),pp.44-50.

Shin,H , a n d S o e n e n , L , 1 9 9 8 E f f i c i e n c y o f WorkingC a p i t a l a n d C o r p o r a t e P r o f i t a b i l i t y FinancialPracticeandEducation,Vol.8,No.2, pp.37-45.

Su,F.,2001.Theimpactofthechangeofbusinesscycleinmanufacturingindustry.Unpu blishedmaster’sdissertation, DepartmentofAccounting,National C h en g ChiUniversity,Taiwan.

C o r p o r a t e P e r f o r m an ce InternationalJournalofManagementandBusi nessResearch,V o l 2,No.3,pp.203-218.

Vural,G.,Sửkmen,A.,ầentenak,E.H.2012.AffectsofWorkingCap it al Manage mentonFirm’sPerformance-

EvidencefromTurkey.InternationalJ o u r n a l ofEconomicsandFinancialIss ues,Vol.2,No.4,pp.488-495.

Wang,Y.J.,2002.LiquidityM a n a g e m e n t , O p e r a t i n g P e r f o r m a n c e , andC o r p o r a t e V a l u e : Evidence fromJapan andTaiwan.JournalofMultinationalFinancialM a n a g em en t,Vol.12,No.2,pp. 159-169.

GOP Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

GOP it =β 0 + β 1 (CCC it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

+β 5 (FAR it )+β 6 (VNOI it )+β 7 (GDP t )+ε i

Source SS df MS Numberofobs = 1442

GOP Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval]

CCC -.0000964 000013 -7.42 0.000 -.0001218 -.0000709 SIZE -.0047765 0026287 -1.82 0.069 -.009933 00038 GROWTH 0164479 0066015 2.49 0.013 0034983 0293974 LEV -.197399 0181942 -10.85 0.000 -.2330892 -.1617089 FAR -.0524793 0293167 -1.79 0.074 -.1099874 0050289 VNOI 7572143 0394166 19.21 0.000 6798939 8345346 GDP 0550956 050638 1.09 0.277 -.044237 1544281 _cons 4013267 069275 5.79 0.000 2654355 537218

CCC -.0000377 0000121 -3.12 0.002 -.0000614 -.000014SIZE 0407286 0078929 5.16 0.000 0252435 0562137GROWTH 027311 0044132 6.19 0.000 0186527 0359692LEV -.2235559 0255099 -8.76 0.000 -.2736037 -.173508FAR 1586679 0307034 5.17 0.000 098431 2189048VNOI 6264223 0439101 14.27 0.000 5402754 7125693GDP 0983401 0310633 3.17 0.002 0373972 1592831

Fixed-effects(within)regression Numberofobs = 1442

CCC -.0000377 0000121 -3.12 0.002 -.0000614 -.000014 SIZE 0407286 0078929 5.16 0.000 0252435 0562137 GROWTH 027311 0044132 6.19 0.000 0186527 0359692 LEV -.2235559 0255099 -8.76 0.000 -.2736037 -.173508 FAR 1586679 0307034 5.17 0.000 098431 2189048 VNOI 6264223 0439101 14.27 0.000 5402754 7125693 GDP 0983401 0310633 3.17 0.002 0373972 1592831 _cons -.8390867 2096447 -4.00 0.000 -1.250388 -.4277856 sigma_u 13261778 sigma_e 08088402 rho 72887252 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 12.91 Prob> F = 0.0000

Random-effectsGLSregression Number of obs = 1442

Groupvariable:Congty Number of groups = 206

Waldchi2(7) = 628.07 corr(u_i,X) = 0(assumed) Prob> chi2 = 0.0000

GOP Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval]

CCC -.0000475 0000116 -4.08 0.000 -.0000703 -.0000247 SIZE 0083381 0046581 1.79 0.073 -.0007916 0174678 GROWTH 0226264 0043947 5.15 0.000 014013 0312398 LEV -.1987432 0218083 -9.11 0.000 -.2414868 -.1559997 FAR 1126938 028892 3.90 0.000 0560665 169321 VNOI 5952715 0387382 15.37 0.000 519346 671197 GDP 0798589 0314434 2.54 0.011 0182309 141487 _cons 0295291 1235417 0.24 0.811 -.2126083 2716664 sigma_u 10351449 sigma_e 08088402 rho 62090485 (fraction ofvariancedue to u_i)

Sargantestexcludinggroup: chi2(0) = 0.00 Prob> chi2 = Difference(nullH = exogenous):chi2(3) = 5.34 Prob> chi2 = 0.148

GDP 0983401 0798589 0184812 b= consistentunderHoandHa;obtainedfromxtregB = inconsis tentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg

CCC -.0000878 0000303 -2.90 0.004 -.0001473 -.0000283 SIZE -.3363607 1174569 -2.86 0.004 -.567029 -.1056924 GROWTH -.0502122 0250032 -2.01 0.045 -.0993148 -.0011096 LEV 2402075 1982385 1.21 0.226 -.149104 629519 FAR -.302267 6406315 -0.47 0.637 -1.560374 9558399 VNOI 9766797 3229244 3.02 0.003 3425032 1.610856 GDP 1432993 0611055 2.35 0.019 0232969 2633017

D.(CCCLEVGDPL.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L2.GROWTH

Sargantestofoverid.restrictions:chi2(3) = 5.34 Prob> chi2=

Difference-in-Sargantestsofexogeneityofinstrumentsubsets:gmm(GROWTH,lag(22))

GOP it =β 0 + β 1 (RCP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

RCP -.000372 0000314 -11.84 0.000 -.0004337 -.0003104 SIZE -.0052799 0025551 -2.07 0.039 -.0102921 -.0002676 GROWTH 0131256 0064188 2.04 0.041 0005343 0257168 LEV -.1853035 0177357 -10.45 0.000 -.2200942 -.1505127 FAR -.0292647 0286258 -1.02 0.307 -.0854176 0268882 VNOI 7167163 0385379 18.60 0.000 6411197 792313 GDP 0523356 0492469 1.06 0.288 -.0442682 1489393 _cons 4295716 0673994 6.37 0.000 2973596 5617837

xi:regressGOPRCPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

RCP -.0001687 0000347 -4.86 0.000 -.0002367 -.0001006SIZE 0401775 0078382 5.13 0.000 0247998 0555553GROWTH 0262516 0043765 6.00 0.000 0176653 0348379LEV -.2152851 025419 -8.47 0.000 -.2651546 -.1654157FAR 1575655 0305227 5.16 0.000 0976831 2174479VNOI 6296766 0436682 14.42 0.000 5440041 7153491GDP 0942293 0309093 3.05 0.002 0335885 1548701

RCP -.0001687 0000347 -4.86 0.000 -.0002367 -.0001006 SIZE 0401775 0078382 5.13 0.000 0247998 0555553 GROWTH 0262516 0043765 6.00 0.000 0176653 0348379 LEV -.2152851 025419 -8.47 0.000 -.2651546 -.1654157 FAR 1575655 0305227 5.16 0.000 0976831 2174479 VNOI 6296766 0436682 14.42 0.000 5440041 7153491 GDP 0942293 0309093 3.05 0.002 0335885 1548701 _cons -.8176765 208275 -3.93 0.000 -1.22629 -.4090626 sigma_u 12943714 sigma_e 08043431 rho 72141857 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 12.09 Prob>F=0.0000

Waldchi2(7) = 670.82 corr(u_i,X) = 0(assumed) Prob>chi2 = 0.0000

RCP -.0002206 0000323 -6.82 0.000 -.000284 -.0001572 SIZE 0072462 0045331 1.60 0.110 -.0016385 0161309 GROWTH 0209511 0043552 4.81 0.000 0124152 0294871 LEV -.1884528 0215745 -8.73 0.000 -.2307381 -.1461676 FAR 1125342 0286071 3.93 0.000 0564653 1686031 VNOI 5952547 0383204 15.53 0.000 520148 6703613 GDP 0743656 0312947 2.38 0.017 013029 1357021 _cons 0682855 1202738 0.57 0.570 -.1674468 3040178 sigma_u 09940619 sigma_e 08043431 rho 60433176 (fraction ofvariancedue to u_i)

Sargantestexcludinggroup: chi2(0) = 0.00 Prob> chi2 = Difference(nullH=exogenous):chi2(3) = 6.12 Prob> chi2 = 0.106

= inconsistentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg Test: Ho: differenceincoefficientsnotsystematic chi2(7)=(b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

RCP -.0002286 0000734 -3.11 0.002 -.0003728 -.0000844 SIZE -.1022018 0543014 -1.88 0.060 -.2088419 0044382 GROWTH -.0402204 0231224 -1.74 0.082 -.0856294 0051887 LEV -.0816722 1015693 -0.80 0.422 -.2811395 1177951 FAR 5201045 4184396 1.24 0.214 -.3016499 1.341859 VNOI 5278559 2115153 2.50 0.013 1124707 943241 GDP 1453128 0470753 3.09 0.002 0528637 2377619

D.(RCPLEVGDPL3.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L2.SIZE

Sargantestofoverid.restrictions:chi2(3) = 6.12 Prob>chi2=

GOP it =β 0 + β 1 (ICP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

ICP -.0000634 0000149 -4.25 0.000 -.0000926 -.0000341 SIZE -.0051465 0026614 -1.93 0.053 -.0103672 0000743 GROWTH 0197095 0066687 2.96 0.003 0066281 0327909 LEV -.2017442 0184801 -10.92 0.000 -.2379951 -.1654934 FAR -.0620423 0296497 -2.09 0.037 -.1202038 -.0038809 VNOI 7663215 0399067 19.20 0.000 6880397 8446032 GDP 0603763 0512739 1.18 0.239 -.0402036 1609561 _cons 4029328 070157 5.74 0.000 2653116 5405541

xi:regressGOPICPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

ICP -.0000281 0000131 -2.14 0.032 -.0000539 -2.35e-06SIZE 0404409 0079138 5.11 0.000 0249149 0559669GROWTH 0283331 004404 6.43 0.000 0196929 0369732LEV -.2228811 0255631 -8.72 0.000 -.2730332 -.172729FAR 1602943 0307616 5.21 0.000 0999433 2206453VNOI 6244083 0439961 14.19 0.000 5380925 710724GDP 1006041 0311122 3.23 0.001 0395652 161643_ICongty_2 040382 0446622 0.90 0.366 -.0472407 1280047

ICP -.0000281 0000131 -2.14 0.032 -.0000539 -2.35e-06 SIZE 0404409 0079138 5.11 0.000 0249149 0559669 GROWTH 0283331 004404 6.43 0.000 0196929 0369732 LEV -.2228811 0255631 -8.72 0.000 -.2730332 -.172729 FAR 1602943 0307616 5.21 0.000 0999433 2206453 VNOI 6244083 0439961 14.19 0.000 5380925 710724 GDP 1006041 0311122 3.23 0.001 0395652 161643 _cons -.8355232 2102168 -3.97 0.000 -1.247947 -.4230997 sigma_u 13363592 sigma_e 08105289 rho 73106533 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 13.31 Prob> F = 0.0000

ICP -.0000319 0000128 -2.50 0.012 -.0000569 -6.91e-06 SIZE 0084289 0047195 1.79 0.074 -.0008212 0176791 GROWTH 0241796 0043827 5.52 0.000 0155896 0327696 LEV -.1989802 0219423 -9.07 0.000 -.2419863 -.155974 FAR 1151433 0289885 3.97 0.000 0583269 1719597 VNOI 5935637 0388909 15.26 0.000 5173389 6697884 GDP 0831697 0314503 2.64 0.008 0215282 1448112 _cons 0217169 1252051 0.17 0.862 -.2236805 2671144 sigma_usigma

ICP -.0000782 0000362 -2.16 0.031 -.0001493 -7.14e-06 SIZE -.3295361 1163925 -2.83 0.005 -.558114 -.1009581 GROWTH -.0413643 0234021 -1.77 0.078 -.0873226 004594 LEV 219416 1955258 1.12 0.262 -.1645682 6034001 FAR -.4247287 6347776 -0.67 0.504 -1.671339 8218819 VNOI 1.036144 3248861 3.19 0.001 3981148 1.674172 GDP 1349718 0610895 2.21 0.028 0150011 2549426

D.(ICPLEVGDPL.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM- type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L2.GROWTH

GOP it =β 0 + β 1 (PDP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

PDP -.0003267 0000673 -4.85 0.000 -.0004588 -.0001947 SIZE -.0060314 0026576 -2.27 0.023 -.0112446 -.0008181 GROWTH 019688 0066473 2.96 0.003 0066484 0327275 LEV -.1844598 0191573 -9.63 0.000 -.2220392 -.1468805 FAR -.0624317 0295919 -2.11 0.035 -.1204798 -.0043837 VNOI 7569244 0398589 18.99 0.000 6787364 8351124 GDP 0633754 0511664 1.24 0.216 -.0369937 1637444 _cons 4256898 0701122 6.07 0.000 2881563 5632234

xi:regressGOPPDPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

PDP -.0001695 0000687 -2.47 0.014 -.0003044 -.0000347SIZE 0401869 0078995 5.09 0.000 0246889 0556849GROWTH 0283824 0043845 6.47 0.000 0197804 0369844LEV -.2108708 0260264 -8.10 0.000 -.2619319 -.1598098FAR 1604509 0307349 5.22 0.000 1001522 2207495VNOI 6254995 0439784 14.22 0.000 5392184 7117805GDP 1015097 0310843 3.27 0.001 0405256 1624939

PDP -.0001695 0000687 -2.47 0.014 -.0003044 -.0000347 SIZE 0401869 0078995 5.09 0.000 0246889 0556849 GROWTH 0283824 0043845 6.47 0.000 0197804 0369844 LEV -.2108708 0260264 -8.10 0.000 -.2619319 -.1598098 FAR 1604509 0307349 5.22 0.000 1001522 2207495 VNOI 6254995 0439784 14.22 0.000 5392184 7117805 GDP 1015097 0310843 3.27 0.001 0405256 1624939 _cons -.8303958 2099106 -3.96 0.000 -1.242219 -.4185729 sigma_usigma

13353778 08100365 7310154 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 13.26 Prob> F = 0.0000

R-sq: within =0.2986 Obspergroup:min= 7 between= 0.3129 avg= 7.0 overall= 0.3085 max= 7

Waldchi2(7) = 616.73 corr(u_i,X) =0 (assumed) Prob> chi2 = 0.0000

PDP -.0001921 0000651 -2.95 0.003 -.0003198 -.0000645 SIZE 0079299 0047083 1.68 0.092 -.0012982 0171581 GROWTH 0241857 004363 5.54 0.000 0156344 0327371 LEV -.1859309 0224943 -8.27 0.000 -.2300189 -.1418429 FAR 115424 0289576 3.99 0.000 0586682 1721799 VNOI 5932755 0388538 15.27 0.000 5171235 6694275 GDP 0841549 0314168 2.68 0.007 0225792 1457307 _cons 0335565 124971 0.27 0.788 -.2113821 2784952 sigma_usigma

Hansentestexcludinggroup: chi2(5) = 4.52 Prob> chi2 = 0.478 Difference(nullH=exogenous):chi2(5) = 1.94 Prob> chi2 = 0.858

Corrected Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval]

PDP -.0002288 0001207 -1.90 0.058 -.0004655 7.81e-06 SIZE -.0584136 0496484 -1.18 0.239 -.1557228 0388956 GROWTH -.0004815 0106122 -0.05 0.964 -.021281 020318 LEV -.1281544 0946342 -1.35 0.176 -.313634 0573252 FAR -.1563419 3984442 -0.39 0.695 -.9372782 6245943 VNOI 9241078 188555 4.90 0.000 5545468 1.293669 GDP 0860598 041494 2.07 0.038 0047331 1673865

(PDPLEVGDPL.SIZEL2.SIZEL.GROWTHL2.GROWTHL3.GROWTHL.FARL2.FARL.VNOIL2.VNOI) GMM- type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L(2/3).GRO WTH

Hansentestofoverid.restrictions:chi2(10) = 6.45 Prob>chi2=

TQ Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

TQ it =β 0 + β 1 (CCC it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

TQ Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval]

CCC -.0000715 0000853 -0.84 0.402 -.0002388 0000959 SIZE 014434 0172736 0.84 0.404 -.0194503 0483182 GROWTH 2465382 0433794 5.68 0.000 1614442 3316321 LEV -.3756696 1195577 -3.14 0.002 -.6101964 -.1411428 FAR -.529611 1926455 -2.75 0.006 -.9075083 -.1517137 VNOI 3.687214 2590139 14.24 0.000 3.179127 4.1953 GDP -2.075343 3327523 -6.24 0.000 -2.728076 -1.422609 _cons 1.189269 4552195 2.61 0.009 296301 2.082236

xi:regressTQCCCSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

CCC -.0000176 0001134 -0.15 0.877 -.0002399 0002048SIZE -1.133691 0740858 -15.30 0.000 -1.27904 -.9883425GROWTH 1598941 0414238 3.86 0.000 0786249 2411633LEV 1.734057 239445 7.24 0.000 1.264291 2.203824FAR 0603415 288193 0.21 0.834 -.5050633 6257463VNOI 313394 4121551 0.76 0.447 -.4952115 1.121999GDP -2.506906 2915709 -8.60 0.000 -3.078938 -1.934874_ICongty_2 -.2888106 4183685 -0.69 0.490 -1.109606 5319848

CCC -.0000176 0001134 -0.15 0.877 -.0002399 0002048 SIZE -1.133691 0740858 -15.30 0.000 -1.27904 -.9883425 GROWTH 1598941 0414238 3.86 0.000 0786249 2411633 LEV 1.734057 239445 7.24 0.000 1.264291 2.203824 FAR 0603415 288193 0.21 0.834 -.5050633 6257463 VNOI 313394 4121551 0.76 0.447 -.4952115 1.121999 GDP -2.506906 2915709 -8.60 0.000 -3.078938 -1.934874 _cons 31.17495 1.967798 15.84 0.000 27.31434 35.03557 sigma_u 1.6497264 sigma_e 75920569 rho 82522895 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 3.27 Prob> F = 0.0000

TQ Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval]

CCC -.0000865 0000947 -0.91 0.361 -.0002721 0000991 SIZE -.0312282 0221893 -1.41 0.159 -.0747184 012262 GROWTH 2567783 0423561 6.06 0.000 1737619 3397947 LEV -.1573145 1429595 -1.10 0.271 -.4375099 1228809 FAR -.3791305 2201707 -1.72 0.085 -.810657 0523961 VNOI 3.506309 2936507 11.94 0.000 2.930764 4.081854 GDP -2.095448 3143274 -6.67 0.000 -2.711519 -1.479378 _cons 2.30778 5847437 3.95 0.000 1.161703 3.453857 sigma_u 28099125 sigma_e 75920569 rho 12047938 (fraction ofvariancedue to u_i)

CCC -.0003119 0001339 -2.33 0.020 -.0005748 -.0000491 SIZE -1.604425 3859554 -4.16 0.000 -2.362385 -.8464644 GROWTH -.2672655 1084872 -2.46 0.014 -.4803185 -.0542124 LEV 8.670789 2.219246 3.91 0.000 4.312514 13.02906 FAR 4.026871 2.726417 1.48 0.140 -1.327416 9.381157 VNOI -2.317221 1.492074 -1.55 0.121 -5.247437 6129957 GDP -1.270528 3385479 -3.75 0.000 -1.935387 -.6056695

D.(CCCL.LEVGDPL.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L2. (LEVGROWTH)

TQ it =β 0 + β 1 (RCP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

RCP -.0000362 0002124 -0.17 0.865 -.0004529 0003805 SIZE 0139282 0172667 0.81 0.420 -.0199424 0477988 GROWTH 2503215 0433758 5.77 0.000 1652348 3354083 LEV -.3840941 1198511 -3.20 0.001 -.6191964 -.1489918 FAR -.5348682 1934418 -2.77 0.006 -.9143274 -.1554089 VNOI 3.687901 260424 14.16 0.000 3.177049 4.198754 GDP -2.069127 3327916 -6.22 0.000 -2.721937 -1.416316 _cons 1.196206 4554592 2.63 0.009 3027682 2.089644

xi:regressTQRCPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

RCP 0002584 0003274 0.79 0.430 -.000384 0009008SIZE -1.135659 0739654 -15.35 0.000 -1.280771 -.9905467GROWTH 1665878 0412991 4.03 0.000 0855632 2476124LEV 1.722237 2398674 7.18 0.000 1.251642 2.192832FAR 0704689 2880284 0.24 0.807 -.494613 6355507VNOI 2975792 4120765 0.72 0.470 -.510872 1.10603GDP -2.492556 2916764 -8.55 0.000 -3.064795 -1.920317

RCP 0002584 0003274 0.79 0.430 -.000384 0009008 SIZE -1.135659 0739654 -15.35 0.000 -1.280771 -.9905467 GROWTH 1665878 0412991 4.03 0.000 0855632 2476124 LEV 1.722237 2398674 7.18 0.000 1.251642 2.192832 FAR 0704689 2880284 0.24 0.807 -.494613 6355507 VNOI 2975792 4120765 0.72 0.470 -.510872 1.10603 GDP -2.492556 2916764 -8.55 0.000 -3.064795 -1.920317 _cons 31.20089 1.965393 15.88 0.000 27.34499 35.05678 sigma_u 1.6523699 sigma_e 75902086 rho 82576038 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 3.28 Prob>F=0.0000

Waldchi2(7) = 252.01 corr(u_i,X) = 0(assumed) Prob>chi2 = 0.0000

RCP -8.89e-06 0002449 -0.04 0.971 -.000489 0004712 SIZE -.0320417 022179 -1.44 0.149 -.0755117 0114283 GROWTH 2624237 0422891 6.21 0.000 1795387 3453088 LEV -.1676156 1434684 -1.17 0.243 -.4488086 1135774 FAR -.3838708 2207353 -1.74 0.082 -.8165041 0487624 VNOI 3.509234 2944842 11.92 0.000 2.932056 4.086413 GDP -2.086605 3144014 -6.64 0.000 -2.702821 -1.47039 _cons 2.317415 5850046 3.96 0.000 1.170827 3.464003 sigma_u 28093843 sigma_e 75902086 rho 12049114 (fraction ofvariancedue to u_i)

RCP -.0004746 0002659 -1.78 0.075 -.0009968 0000476 SIZE -1.692458 3347451 -5.06 0.000 -2.349848 -1.035067 GROWTH -.1498385 0805792 -1.86 0.063 -.3080842 0084073 LEV 2.877081 5738913 5.01 0.000 1.750043 4.00412 FAR -1.918889 1.9958 -0.96 0.337 -5.83835 2.000571 VNOI 3867233 9860636 0.39 0.695 -1.549762 2.323208 GDP -1.207247 1972282 -6.12 0.000 -1.594575 -.8199197

D.(RCPLEVGDPL.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L.GROWTH

TQ it =β 0 + β 1 (ICP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

ICP -.0001058 0000967 -1.09 0.274 -.0002954 0000838 SIZE 0144746 017267 0.84 0.402 -.0193966 0483459 GROWTH 2460641 0432652 5.69 0.000 1611942 330934 LEV -.3690826 1198954 -3.08 0.002 -.6042718 -.1338933 FAR -.5347413 192362 -2.78 0.006 -.9120824 -.1574002 VNOI 3.695742 2589074 14.27 0.000 3.187865 4.20362 GDP -2.075873 3326557 -6.24 0.000 -2.728417 -1.423329 _cons 1.185917 4551658 2.61 0.009 2930549 2.078779

xi:regressTQICPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

ICP -.0000829 000123 -0.67 0.500 -.0003243 0001585SIZE -1.131045 0741138 -15.26 0.000 -1.276449 -.9856413GROWTH 1566064 0412439 3.80 0.000 0756901 2375227LEV 1.734992 2394022 7.25 0.000 1.26531 2.204674FAR 0546505 2880867 0.19 0.850 -.5105456 6198467VNOI 3209134 4120301 0.78 0.436 -.4874467 1.129274GDP -2.510237 2913703 -8.62 0.000 -3.081876 -1.938599

ICP -.0000829 000123 -0.67 0.500 -.0003243 0001585 SIZE -1.131045 0741138 -15.26 0.000 -1.276449 -.9856413 GROWTH 1566064 0412439 3.80 0.000 0756901 2375227 LEV 1.734992 2394022 7.25 0.000 1.26531 2.204674 FAR 0546505 2880867 0.19 0.850 -.5105456 6198467 VNOI 3209134 4120301 0.78 0.436 -.4874467 1.129274 GDP -2.510237 2913703 -8.62 0.000 -3.081876 -1.938599 _cons 31.11249 1.968713 15.80 0.000 27.25008 34.9749 sigma_u 1.6467672 sigma_e 75907283 rho 82476106 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 3.27 Prob> F = 0.0000

ICP -.0001389 000106 -1.31 0.190 -.0003466 0000688 SIZE -.030999 0221796 -1.40 0.162 -.0744703 0124723 GROWTH 2553215 0422255 6.05 0.000 1725611 3380819 LEV -.1486039 1432011 -1.04 0.299 -.4292729 1320651 FAR -.3846535 2200286 -1.75 0.080 -.8159016 0465945 VNOI 3.513986 2935516 11.97 0.000 2.938636 4.089337 GDP -2.096438 3141643 -6.67 0.000 -2.712188 -1.480687 _cons 2.300274 5846356 3.93 0.000 1.154409 3.446139 sigma_u 28096299 sigma_e 75907283 rho 12049515 (fraction ofvariancedue to u_i)

Sargantestexcludinggroup: chi2(0) = 0.00 Prob> chi2 = Difference(nullH = exogenous):chi2(3) = 2.78 Prob> chi2 = 0.427

GDP -2.510237 -2.096438 -.4137998 b= consistentunderHoandHa;obtainedfromxtregB = inconsis tentunderHa,efficientunderHo;obtainedfromxtreg

ICP -.000213 0001025 -2.08 0.038 -.0004144 -.0000116 SIZE -1.632458 306771 -5.32 0.000 -2.234912 -1.030005 GROWTH -.1556727 0660668 -2.36 0.019 -.2854184 -.0259271 LEV 2.807994 5149977 5.45 0.000 1.796613 3.819374 FAR -1.215781 1.905368 -0.64 0.524 -4.957647 2.526084 VNOI 1493499 969155 0.15 0.878 -1.753929 2.052629 GDP -1.161722 1859326 -6.25 0.000 -1.526866 -.7965772

D.(ICPLEVGDPL.SIZEL.GROWTHL.FARL3.VNOI)

GMM-type(missing=0,separateinstrumentsforeachperiodunlesscollapsed)L.GROWTH

Sargantestofoverid.restrictions:chi2(3) = 2.78 Prob> chi2=

Difference-in-Sargantestsofexogeneityofinstrumentsubsets:gmm(GROWTH,lag(11))

TQ it =β 0 + β 1 (PDP it )+β 2 (SIZE it )+β 3 (GROWTH it )+β 4 (LEV it )

PDP -.0001828 0004377 -0.42 0.676 -.0010414 0006758 SIZE 0136029 0172809 0.79 0.431 -.0202956 0475013 GROWTH 2495115 0432234 5.77 0.000 1647236 3342993 LEV -.371144 1245678 -2.98 0.003 -.6154986 -.1267893 FAR -.5373039 1924174 -2.79 0.005 -.9147537 -.159854 VNOI 3.688361 2591773 14.23 0.000 3.179954 4.196768 GDP -2.068878 3327027 -6.22 0.000 -2.721514 -1.416242 _cons 1.204082 4558955 2.64 0.008 3097884 2.098376

xi:regressTQPDPSIZEGROWTHLEVFARVNOIGDPi.Congty i.Congty _ICongty_1-206 (naturallycoded;_ICongty_1omitted)

PDP -.000227 0006442 -0.35 0.725 -.0014908 0010369SIZE -1.133188 0740348 -15.31 0.000 -1.278436 -.9879389GROWTH 1591128 0410924 3.87 0.000 0784939 2397317LEV 1.750669 2439218 7.18 0.000 1.27212 2.229218FAR 0590412 2880505 0.20 0.838 -.506084 6241664VNOI 3168907 4121703 0.77 0.442 -.4917446 1.125526GDP -2.506181 2913253 -8.60 0.000 -3.077731 -1.934631

PDP -.000227 0006442 -0.35 0.725 -.0014908 0010369 SIZE -1.133188 0740348 -15.31 0.000 -1.278436 -.9879389 GROWTH 1591128 0410924 3.87 0.000 0784939 2397317 LEV 1.750669 2439218 7.18 0.000 1.27212 2.229218 FAR 0590412 2880505 0.20 0.838 -.506084 6241664 VNOI 3168907 4121703 0.77 0.442 -.4917446 1.125526 GDP -2.506181 2913253 -8.60 0.000 -3.077731 -1.934631 _cons 31.16093 1.967305 15.84 0.000 27.30128 35.02058 sigma_u 1.6483911 sigma_e 75917476 rho 82500702 (fraction ofvariancedue to u_i) Ftestthatallu_i=0: F(205,1229)= 3.27 Prob> F = 0.0000

PDP -.000353 0005 -0.71 0.480 -.001333 0006269 SIZE -.0324994 022181 -1.47 0.143 -.0759733 0109745 GROWTH 2592925 0421396 6.15 0.000 1767004 3418845 LEV -.1387956 14851 -0.93 0.350 -.4298698 1522787 FAR -.3842581 2200996 -1.75 0.081 -.8156454 0471293 VNOI 3.505112 2937203 11.93 0.000 2.929431 4.080794 GDP -2.088358 3142279 -6.65 0.000 -2.704233 -1.472482 _cons 2.332816 5851176 3.99 0.000 1.186007 3.479626 sigma_u 28083507 sigma_e 75917476 rho 12037023 (fraction ofvariancedue to u_i)

Tiêu đề	Mối Quan Hệ Giữa Quản Trị Vốn Luân Chuyển Và Hiệu Quả Hoạt Động Của Doanh Nghiệp: Bằng Chứng Thực Nghiệm Ở Việt Nam
Tác giả	Phạm Anh Tuấn
Người hướng dẫn	PGS. TS. Nguyễn Văn Sĩ
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	2015
Thành phố	Tp.Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	117
Dung lượng	487,29 KB