hệ giữa quản trị vốn lưu động với khả năng sinh lợi và giá trị thị trường của công ty.
Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi và giá trị thị trường của các công ty cổ phần Đồng thời, nghiên cứu cũng đề xuất một số giải pháp quản trị vốn lưu động nhằm nâng cao hiệu quả kinh doanh cho các công ty này.
Mục tiêu nghiên cứu là thiết lập mối quan hệ thống kê giữa kỳ chuyển đổi tiền mặt và các thành phần của nó với khả năng sinh lợi và giá trị thị trường của công ty.
Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ giao dịch bình quân hàng năm và báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, bao gồm giá thị trường chứng khoán, bảng cân đối kế toán, báo cáo thu nhập và báo cáo lưu chuyển tiền tệ Các chỉ tiêu tài chính chính trong dữ liệu gồm tổng tài sản, tài sản lưu động, hàng tồn kho, phải thu khách hàng, phải trả người bán, nợ ngắn hạn, nợ dài hạn, vốn chủ sở hữu, doanh thu, giá vốn hàng bán và lợi nhuận ròng.
Dữ liệu này được sử dụng để tính toán các biến phụ thuộc như : Chỉ số Tobin
Q, tỉ suất sinh lợi trên tài sản (ROA), tỉ suất sinh lợi trên vốn đầu tư (ROIC) và các biến độc lập như: Số ngày hàng hóa tồn kho (DSI), Số ngày phải thu (DSO), số ngày phải trả (DPO), chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC), tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR), tỷ số tài sản lưu động trên tổng tài sản (CATAR), tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (CLTAR) và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (DTAR)
Các công ty trong ngành “Dịch vụ và sản phẩm tài chính” bao gồm bảo hiểm, dịch vụ tài chính cho thị trường vốn và kinh doanh bất động sản không được nghiên cứu trong bài này Ngoài ra, các quan sát thiếu dữ liệu hoặc có giá trị dị biệt, không đại diện sẽ bị loại khỏi mẫu.
Nghiên cứu cuối cùng đã phân tích 173 doanh nghiệp thuộc ngành sản xuất, thương mại và dịch vụ trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2011 Trong số đó, có 21 doanh nghiệp dược phẩm, 30 doanh nghiệp thực phẩm, 28 doanh nghiệp thủy sản, 38 doanh nghiệp sản xuất và 56 doanh nghiệp vật liệu xây dựng, với tổng cộng 519 quan sát được ghi nhận.
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp bình phương bé nhất thông thường (OLS) để phân tích mối quan hệ giữa các tiêu chuẩn quản trị vốn lưu động và giá trị thị trường cùng tỷ suất sinh lợi của công ty Mẫu quan sát được xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0, cho phép chạy mô hình hồi quy đa biến Dựa trên kết quả hồi quy, tác giả đề xuất một số chính sách nhằm nâng cao khả năng sinh lợi cho các công ty niêm yết.
Giả thiết nghiên cứu
Rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) có thể tăng giá trị thị trường của công ty, cho thấy mối quan hệ ngược giữa CCC và Tobin Q, với hệ số của CCC đối với Tobin Q có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-).
Rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) có thể gia tăng tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) của công ty Điều này cho thấy rằng hệ số của biến độc lập CCC đối với biến phụ thuộc ROA có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-), chứng tỏ mối quan hệ nghịch giữa hai biến này.
Rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) có thể nâng cao tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ đầu tư (ROIC) của công ty Điều này cho thấy mối quan hệ thống kê giữa biến độc lập CCC và biến phụ thuộc ROIC có ý nghĩa tiêu cực, tức là khi CCC giảm, ROIC sẽ tăng lên.
Các thành phần của vốn lưu động, bao gồm tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR), tỷ số tài sản lưu động trên tổng tài sản (CATAR), tỷ số nợ ngắn hạn trên tài sản (CLTAR), và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (DTAR), đều có ảnh hưởng đáng kể đến giá trị thị trường của công ty, được đo bằng biến phụ thuộc Tobin Q.
Các thành phần của vốn lưu động có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) của công ty Cụ thể, các hệ số của các biến độc lập như tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR), tỷ số tài sản lưu động trên tổng tài sản (CATAR), tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (CLTAR) và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (DTAR) đều có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc ROA.
Các thành phần của vốn lưu động ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư (ROIC) của công ty Cụ thể, các hệ số của các biến độc lập như tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR), tỷ số tài sản lưu động trên tổng tài sản (CATAR), tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (CLTAR) và tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản (DTAR) đều có ý nghĩa thống kê liên quan đến ROIC.
Thống kê mô tả
Bảng 3.1 – Thống kê mô tả
Biến Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất Giá trị trung bình
Nguồn : Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu
Bảng 3.1 trình bày các số liệu thống kê tổng hợp về giá trị trung bình của các biến có trong mô hình hồi quy, cụ thể:
Chỉ số Tobin Q được tính bằng tổng giá trị thị trường của vốn cổ phần và giá trị sổ sách của nợ chia cho tổng tài sản Khi Tobin Q > 1, điều này cho thấy giá trị thị trường của cổ phiếu cao hơn giá sổ sách, ngược lại nếu Tobin Q < 1 Trong năm 2011, Công ty cổ phần tập đoàn Hapaco (HAP) có chỉ số Tobin Q thấp nhất với giá trị 0.41 do giá thị trường cổ phiếu giảm xuống còn 2,400 đồng Ngược lại, Công ty cổ phần Vina Café Biên Hòa (VCF) ghi nhận chỉ số Tobin Q cao nhất trong cùng năm.
2011 có Tobin Q = 8.08 với giá trị thị trường của công ty cuối năm 2011 đạt 91,600 đồng một cổ phiếu
Tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) của các công ty cổ phần có sự khác biệt lớn tùy thuộc vào ngành kinh doanh Công ty cổ phần thủy sản Bạc Liêu (BLF) ghi nhận ROA thấp nhất với -0.83%, trong khi Công ty Cổ phần Bột giặt Net (NET) đạt ROA cao nhất là 54.11% Giá trị trung bình của ROA trong ngành này là 11.22%.
ROIC, hay tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư, là chỉ số quan trọng thể hiện khả năng sử dụng hiệu quả vốn của cổ đông ROIC cao cho thấy công ty đã cân đối tốt giữa vốn cổ đông và vốn vay, giúp khai thác lợi thế cạnh tranh trong huy động vốn và mở rộng quy mô Do đó, các cổ phiếu với ROIC cao thường thu hút sự quan tâm của nhà đầu tư hơn Hiện tại, công ty cổ phần thủy sản Bạc Liêu (BLF) có ROIC thấp nhất với -4.07%, trong khi đó, công ty có ROIC cao nhất đang dẫn đầu thị trường.
Cổ phần Bột giặt Net (NET) với ROIC= 97.51% Giá trị trung bình của ROIC đạt 22.33%
- DSO: Số ngày phải thu tiền từ khách hàng trung bình là 70 (khoảng 2,5 tháng)
Số ngày tồn kho trung bình (DSI) là 98 ngày, cho thấy các công ty cần khoảng 3 tháng để biến sản phẩm trong kho thành doanh thu Điều này đặc biệt phù hợp với các ngành sản xuất như thực phẩm, thủy sản, dược phẩm, thương mại và vật liệu xây dựng, nơi mà việc duy trì mức tồn kho cao là cần thiết để đáp ứng nhu cầu thị trường trong thời gian khan hiếm và khi nguồn cung nguyên liệu không ổn định, cũng như để đối phó với yếu tố mùa vụ.
Thời gian trung bình để thanh toán cho nhà cung cấp (DPO) là 159 ngày, tương đương khoảng 5 tháng Đây là một con số hợp lý, đặc biệt trong ngành vật liệu xây dựng, nơi nhiều công ty nhận hàng bán gối đầu từ nhà cung cấp, dẫn đến thời gian thanh toán kéo dài, như trường hợp của các mã chứng khoán DTC và TXM.
Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trung bình (CCC) của các công ty cổ phần sản xuất thương mại phi tài chính là 8 ngày, cho thấy sự hợp lý trong chính sách tín dụng giữa số ngày phải thu của khách hàng, số ngày tồn kho và số ngày phải trả nhà cung cấp Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp vẫn gặp khó khăn trong việc xác định mức tồn kho hợp lý, đặc biệt là các công ty trong ngành thủy sản và xây dựng Ví dụ, Cổ phần thủy sản Việt Nhật (VNH) ghi nhận CCC lên tới 363 ngày, trong khi Công ty cổ phần xi măng Thái Bình (TBX) có CCC là 377 ngày, và Công ty CP xuất nhập khẩu thủy sản Bến Tre (ABT) cũng đối mặt với tình trạng tương tự.
Chu kỳ chu chuyển tiền mặt của các công ty sản xuất thường kéo dài khoảng 230 ngày, do đặc thù trong quy trình sản xuất như đã phân tích ở phần DSI.
Bảng thống kê mô tả cho thấy các công ty cổ phần trong danh sách khảo sát có hệ số đòn bẩy tài chính trung bình DTAR là 0.5, tức là cấu trúc vốn của doanh nghiệp bao gồm 50% vốn chủ sở hữu và 50% vốn vay Tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR) trung bình đạt 1.97, cho thấy khả năng thanh toán các khoản nợ hiện tại của doanh nghiệp là khá tốt Tỷ số tài sản lưu động trên tổng tài sản (CATAR) trung bình là 0.62, trong khi tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (CLTAR) trung bình là 0.42 ở các công ty được khảo sát.
Ma trận tương quan PEARSON
Bảng 3.2 - Ma trận tương quan
TobinQ ROA ROIC DSO DSI DPO CCC CR CATAR CLTAR DTAR TobinQ
Nguồn : Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu
(**): Mức ý nghĩa thống kê 1% tot nghiep do wn load thyj uyi pl aluan van full moi nhat z z vbhtj mk gmail.com Luan van retey thac si cdeg jg hg
Bảng 3.2 trình bày ma trận tương quan của tất cả các biến được sử dụng trong mô hình
Bảng ma trận tương quan cho thấy chỉ số TobinQ không có mối tương quan thống kê đáng kể với các biến đại diện cho chu kỳ chuyển đổi tiền mặt như DSO, DSI, DPO và CCC Điều này cho thấy giá trị thị trường của chứng khoán không phụ thuộc vào chu kỳ chuyển đổi tiền mặt Kết luận này đồng nhất với nghiên cứu của Pouraghajan (2012), cho thấy không có mối quan hệ quan trọng giữa quản trị vốn lưu động và giá trị thị trường của công ty Do đó, giả thuyết H1 về việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) sẽ làm tăng giá trị thị trường của công ty đã bị bác bỏ.
Chỉ số Tobin Q có mối tương quan tích cực và có ý nghĩa thống kê với ROA, ROIC và CR, cho thấy nhà đầu tư ưu tiên các doanh nghiệp có lợi nhuận cao và hệ số thanh toán nhanh tốt Ngược lại, Tobin Q có mối tương quan tiêu cực với CLTAR và DTAR, cho thấy rằng các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ ngắn hạn cao và đòn bẩy tài chính lớn thường bị đánh giá thấp hơn bởi nhà đầu tư Do đó, giả thuyết H4 về ảnh hưởng của các thành phần vốn lưu động đến giá trị thị trường của công ty được xác nhận.
Bảng 3.2 chỉ ra rằng ROA có tương quan phủ định với DSO, DSI, CCC và tương quan khẳng định với DPO, cụ thể :
Mối tương quan phủ định giữa ROA và DSO (-0.268**) cho thấy rằng khi thời gian thanh toán hóa đơn của khách hàng (nhà nhập khẩu và người tiêu dùng) giảm, công ty sẽ có nhiều tiền mặt hơn để bổ sung hàng tồn kho Điều này không chỉ giúp tăng doanh thu mà còn nâng cao tỷ suất sinh lợi của công ty.
Mối tương quan phủ định giữa ROA và DSI (-0.190**) cho thấy rằng các công ty sản xuất thực phẩm và thủy sản thường phải duy trì mức tồn kho cao do tính mùa vụ và sự không ổn định của thời tiết, cũng như tình hình dịch bệnh Việc tăng tồn kho dẫn đến chi phí lưu kho và bảo quản tăng, từ đó làm giảm lợi nhuận và tỷ suất sinh lợi Điều này trái ngược với nghiên cứu của David M Mathuva (2010), cho rằng mức tồn kho cao có thể giảm chi phí do gián đoạn sản xuất, ngăn ngừa thua lỗ do khan hiếm sản phẩm và giảm chi phí cung ứng, đồng thời bảo vệ công ty khỏi biến động giá, góp phần gia tăng tỷ suất sinh lợi.
Mối tương quan tích cực giữa ROA và DPO (0.144**) cho thấy việc thanh toán chậm cho nhà cung cấp giúp công ty có thêm tiền mặt để gia tăng hàng tồn kho Điều này không chỉ thúc đẩy doanh thu mà còn góp phần tăng lợi nhuận cho công ty.
Mối quan hệ tiêu cực giữa ROA và CCC cho thấy rằng thời gian chờ giữa việc chi tiêu cho nguyên liệu thô và thu hồi doanh thu từ sản phẩm hoàn thành không nên kéo dài Việc giảm thiểu độ trễ này sẽ giúp tăng cường tỷ suất sinh lợi của công ty.
Như vậy, giả thuyết H2: Rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) sẽ làm tăng tỷ suất sinh lợi trên tài sản của công ty được chấp thuận
ROA có mối tương quan tích cực với CR và CATAR, cho thấy rằng các công ty có hệ số thanh toán nhanh và tài sản ngắn hạn cao có khả năng gia tăng tỷ suất sinh lợi Ngược lại, CLTAR và DTAR lại có mối tương quan tiêu cực với ROA, do chi phí chủ yếu đến từ nguyên vật liệu và thời gian thu hồi nợ dài (5 tháng), dẫn đến việc các công ty phải sử dụng vốn vay để đáp ứng nhu cầu Nhiều công ty, như Công ty thủy sản Ngô Quyền NGC (85%), Công ty thực phẩm Sao Ta FMC (79%), và Công ty CP xi măng Khoáng sản Yên Bái YBC (85%), sử dụng đòn bẩy tài chính cao, gây ra chi phí tài chính lớn và làm giảm tỷ suất sinh lợi Do đó, giả thuyết H5 được chấp nhận, cho thấy các thành phần của vốn lưu động ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản của công ty.
Hệ số tương quan giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) với số ngày thu tiền (DSO) và số ngày hàng hóa tồn kho (DSI) cho thấy mối liên hệ mạnh mẽ, với giá trị lần lượt là 0.591 và 0.678 Điều này sẽ được kiểm định trong phần 3.4 để xác định khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Chỉ số ROIC có mối tương quan phủ định với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, cụ thể là với DSO và DSI, trong khi có mối tương quan khẳng định với DPO Điều này cho thấy rằng, khi công ty quản lý vốn lưu động hiệu quả, tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ đông cũng sẽ tăng lên Do đó, giả thuyết H3 cho rằng việc rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) sẽ nâng cao tỷ suất sinh lợi trên tài sản của công ty được xác nhận.
Mối tương quan tích cực giữa CATAR và DTAR chỉ ra rằng hiệu quả sử dụng vốn cổ đông tỷ lệ thuận với đòn bẩy tài chính và tỷ lệ tài sản ngắn hạn trên tổng tài sản của doanh nghiệp Do đó, giả thuyết H6 về ảnh hưởng của các thành phần vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi trên vốn đầu tư của công ty được xác nhận.
Kỳ thu tiền bình quân ngắn hơn có thể ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi, nhưng mối quan hệ giữa chúng cần được kiểm định kỹ lưỡng Việc phân tích mối tương quan giữa các biến trong một ma trận thông thường không đủ để đánh giá chính xác, do đó, mô hình hồi quy bình phương bé nhất OLS sẽ được sử dụng để phân tích Để đánh giá tác động của quản trị vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi của công ty cổ phần, tỷ suất sinh lợi cần được mô hình hóa dựa trên ba thước đo quản trị vốn lưu động cơ bản cùng với các đặc trưng của công ty được khảo sát.
Kết quả hồi quy OLS
Phân tích hồi quy đa biến được thực hiện với biến phụ thuộc là Tobin Q và các biến độc lập bao gồm CCC, CR, CATAR, CLTAR và DTAR Dữ liệu đã được tóm tắt thông qua phần mềm SPSS.
Bảng 3.3 Biến bị loại ra khỏi phương trình 1
Model Variables Entered Variables Removed
Probability of F-to- remove >= 100) a All requested variables entered ( Tất cả các biến yêu cầu được đưa vào mô hình) b Dependent Variable: TobinQ ( Biến phụ thuộc : Tobin Q)
Bảng 3.3 chỉ ra rằng biến CCC không có ý nghĩa thống kê và đã bị loại khỏi mô hình hồi quy của biến phụ thuộc Tobin Q Điều này cho thấy giá trị thị trường của chứng khoán không bị ảnh hưởng bởi chu kỳ luân chuyển tiền mặt CCC Ngược lại, các biến độc lập khác vẫn có tác động đến giá trị thị trường của chứng khoán.
Bảng 3.4 Hệ số hồi quy phương trình 1
Unstandardized Coefficients (hệ số tương quan chưa chuẩn hóa)
Standardized Coefficients (hệ số tương quan đã chuẩn hóa) Sig
DTAR -1.289 161 -.363 000 a Dependent Variable: TobinQ ( biến phụ thuộc TobinQ )
Bảng 3.4 cho thấy mô hình hồi quy cụ thể của biến phụ thuộc Tobin Q :
Công thức TobinQ = 2.121 – 0.162CR + 0.166 CATAR – 0.179 CLTAR – 0.363 DTAR cho thấy rằng giá trị thị trường của doanh nghiệp không bị ảnh hưởng bởi chu kỳ luân chuyển tiền mặt, nhưng có mối tương quan tích cực với tỷ số tài sản lưu động trên nợ ngắn hạn (CR) và mối tương quan tiêu cực với tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (CLTAR) cùng với đòn bẩy tài chính (DTAR) Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao (DTAR > 0.5) thường có giá trị thị trường giảm, điều này phản ánh sự lo ngại của các nhà đầu tư.
Mối quan hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) và tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) là một yếu tố quan trọng trong quản lý tài chính CCC thể hiện tốc độ luân chuyển tiền mặt trong doanh nghiệp, trong khi ROA phản ánh khả năng sinh lời từ tổng tài sản Sự kết hợp hiệu quả giữa hai chỉ số này có thể giúp doanh nghiệp tối ưu hóa lợi nhuận và cải thiện hiệu quả sử dụng tài sản.
Tiến hành phân tích hồi quy đa biến với biến phụ thuộc là ROA và các biến độc lập bao gồm CCC, CR, CATAR, CLTAR, DTAR Dữ liệu được tóm tắt và phân tích bằng phần mềm SPSS, thể hiện trong bảng 3.5.
Bảng 3.5 Biến bị loại ra khỏi phương trình 2
Model Variables Entered Variables Removed
Probability of F-to- remove >= 100) a All requested variables entered ( Tất cả các biến yêu cầu được đưa vào mô hình) b Dependent Variable: ROA ( Biến phụ thuộc : ROA)
Bảng 3.5 chỉ ra rằng biến DTAR đã bị loại khỏi mô hình hồi quy Kết quả khảo sát cho thấy tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) có mối tương quan thống kê đáng kể với chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) Hơn nữa, ROA cũng thể hiện mối tương quan thống kê có ý nghĩa với các biến CATAR, CR và CLTAR.
Bảng 3.6 Hệ số hồi quy phương trình 2:
Unstandardized Coefficients (hệ số tương quan chưa chuẩn hóa)
Standardized Coefficients (hệ số tương quan đã chuẩn hóa)
The analysis shows that the dependent variable, Return on Assets (ROA), is influenced by the parameters CLTAR with a coefficient of -30.325, a t-value of 2.401, and a significance level of 000 This indicates a statistically significant relationship, suggesting that changes in CLTAR have a notable impact on ROA For further insights, please refer to the latest research available.
Bảng 3.6 cho thấy mô hình hồi quy cụ thể của biến phụ thuộc ROA :
ROA = 11.140 – 0.465CCC – 0.103 CR + 0.476 CATAR – 0.627 CLTAR
Nghiên cứu của Pouraghajan (2012) và David M Mathuva (2010) chỉ ra rằng có mối tương quan nghịch giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) và tỷ suất sinh lợi (sig