Kinh Tế - Quản Lý - Kinh tế - Quản lý - Tài chính - Ngân hàng 46 Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X Tạp chí Khoa học Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng thanh toán của các công ty chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt NamQUẢN TRỊ NGÂN HÀNG DOANH NGHIỆP Trần Mạnh Dũng Nguyễn Nam Tài Ngày nhận: 15062018 Ngày nhận bản sửa: 25072018 Ngày duyệt đăng: 24082018 Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến khả năng thanh toán của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam. Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính (BCTC) đã được kiểm toán của 31 công ty chế biến thực phẩm niêm yết trong khoảng thời gian từ 2012 đến 2016. Nghiên cứu này đã sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và các kiểm định để xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến khả năng thanh toán của các doanh nghiệp trong mẫu. Kết quả chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp, tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA), tỷ suất sinh lời trên doanh thu (ROS), thời kỳ hoạt động (AGE) và cấu trúc tài sản (AS) có tác động cùng chiều với tỷ suất thanh toán. Ngược lại, tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, tỷ suất nợ có tác động ngược chiều. Dựa trên kết quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được đưa ra nhằm tăng khả năng thanh toán của các doanh nghiệp trong tương lai. Từ khóa: Nhân tố ảnh hưởng, khả năng thanh toán, chế biến thực phẩm 1. Giới thiệu Khả năng thanh toán của doanh nghiệp là năng lực về tài chính mà doanh nghiệp có được để đáp ứng nhu cầu thanh toán các khoản nợ cho các cá nhân, tổ chức có quan hệ cho vay hoặc nợ đối với doanh nghiệp. Vấn đề làm cho các chủ doanh nghiệp lo ngại trong quá trình hoạt QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG DOANH NGHIỆP47Tạp chí Khoa học Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 động kinh doanh đó là các khoản nợ phải thu không có khả năng thu hồi và các khoản phải trả không có khả năng thanh toán. Do đó, doanh nghiệp cần duy trì một mức vốn luân chuyển hợp lý để đáp ứng kịp thời các khoản nợ ngắn hạn, duy trì số lượng và các loại hàng tồn kho để đảm bảo quá trình hoạt động sản xuất kinh doanh diễn ra một cách thuận lợi. Ở các nước trên thế giới theo cơ chế thị trường, doanh nghiệp có thể bị tuyên bố phá sản theo yêu cầu của các chủ nợ khi doanh nghiệp không có khả năng thanh toán các khoản nợ phải trả. Luật Doanh nghiệp Việt Nam cũng quy định về những nội dung liên quan đến phá sản. Do vậy các doanh nghiệp luôn luôn quan tâm đến các khoản nợ đến hạn phải trả và chuẩn bị sẵn sàng nguồn lực để thanh toán. Điều đó có thể dễ dàng nhận ra việc đảm bảo được khả năng thanh toán góp phần giúp cho doanh nghiệp duy trì, giữ vững được bộ máy hoạt động của mình để tiếp tục đầu tư và phát triển đem lại lợi nhuận trong tương lai. Các nghiên cứu về khả năng thanh toán của các công ty niêm yết cổ phiếu trên TTCK Việt Nam vẫn chưa được đề cập nhiều và còn hạn chế trong phương pháp nghiên cứu. Khi hiểu rõ về tình hình khả năng thanh toán, nhà quản lý sẽ có định hướng chính xác hơn trong việc đầu tư nguồn vốn của mình, hạn chế những rủi ro đáng tiếc. Do đó, việc thực hiện nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng thanh toán được cho là thực sự cần thiết, trong đó có các công ty chế biến th ực phẩm niêm yết trên TTCK Việt Nam. 2. Tổng quan nghiên cứu Trong nước và trên thế giới, các công trình nghiên cứu cả về mặt lý thuyết và thực nghiệm về khả năng thanh toán đã được đưa ra thảo luận. Nội dung đánh giá tác động của từng nhân tố riêng lẻ và tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng thanh toán của doanh nghiệp. 2.1. Nghiên cứu quốc tế Opler và cộng sự (1999) đã tiến hành nghiên cứu các yếu tố tác động đến thanh khoản của 1.048 công ty của Hoa Kỳ trong giai đoạn 1971- 1994. Các tác giả đã sử dụng mô hình hồi quy OLS để kiểm định các khuyết tật, sự phù hợp của mô hình. Biến phụ thuộc là hệ số thanh khoản, biến độc lập bao gồm 8 biến: quy mô, vốn lưu động, đòn bẩy, chi trả cổ tức, tỷ lệ dòng tiềntài sản, tỷ lệ chi tiêu vốntổng tài sản, rủi ro ngành, và tỷ lệ chi phí nghiên cứu phát triển doanh thu. Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô, vốn lưu động, đòn bẩy tài chính, chi trả cổ tức có tương quan âm đến tính thanh khoản. Mặt khác, tỷ lệ dòng tiềntài sản, rủi ro ngành, tỷ lệ chi tiêu vốntổng tài sản và tỷ lệ chi phí nghiên cứu phát triểndoanh thu có tương quan dương với tính thanh khoản. Bruinshoofd và Kool (2004) đã tiến hành thực nghiệm về khả năng thanh khoản ngắn hạn của các công ty Hà Lan. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu 453 doanh nghiệp giai đoạn 1986 - 1997. Các mô hình được xây dựng và kiểm định trong nghiên cứu gồm (i) sai số nhỏ nhất (OLS); (ii) tác động cố định; (iii) tác động ngẫu nhiên. Kết quả nghiên cứu cho thấy vốn lưu động, đầu tư và lợi nhuận trên tài sản lại có quan hệ tương quan âm đến khả năng thanh khoản của công ty, còn lại các nhân tố khác có tương quan dương tới khả năng thanh toán: quy mô, tài sản, doanh thu, tổng nợ, nợ ngắn hạn, thu nhập khác và lãi suất bình quân. Isshaq và Bokpin (2009) nghiên cứu các yếu tố quyết định tính thanh khoản tại Ghana với dữ liệu cho giai đoạn 1991-2007 của các công ty niêm yết để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố gồm quy mô, vốn lưu động, tỷ lệ đầu tư và lợi nhuận trên tài sản đối với tính thanh khoản. Nghiên cứu sử dụng mô hình bảng điều khiển động, trong đó một biến đáng tin cậy bị trễ được đưa vào dưới dạng biến giải thích. Biến độc lập đưa vào mô hình bao gồm quy mô, lợi nhuận trên tài sản và vốn lưu động và tỷ lệ đầu tư. Kết quả của nghiên cứu cho thấy quy mô, lợi nhuận trên tài sản và vốn lưu động và tỷ lệ đầu tư đều có quan hệ thuận chiều với khả năng thanh khoản của công ty. Chen và Mahajan (2010) nghiên cứu các công ty từ 45 quốc gia giai đoạn 1994- 2005 với mục tiêu là đánh giá khả năng thanh khoản của công ty. Kết quả cho thấy các biến kinh tế vĩ mô như QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG DOANH NGHIỆP48Tạp chí Khoa học Đào tạo Ngân hàngSố 196- Tháng 9. 2018 tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suất ngắn hạn thực, thâm hụt ngân sách, tín dụng, tín dụng tư nhân, và thuế suất ảnh hưởng trực tiếp về số dư tiền mặt của công ty, đồng nghĩa với việc ảnh hưởng đến khả năng thanh toán ngắn hạn của công ty. Nghiên cứu này đã mở rộng ra các nhân tố vĩ mô từ đó thiết lập vai trò của nhà nước, cũng như đưa ra các biện pháp ổn định kinh tế vĩ mô để nâng cao khả năng thanh toán ngắn hạn cho các công ty. Gill và Mathur (2011) với mẫu nghiên cứu 164 công ty giai đoạn 2008- 2010 trên TTCK Toronto, Canada. Nghiên cứu sử dụng ANOVA Test để kiểm định sự tương quan Pearson, đa cộng tuyến, sự phù hợp của mô hình nhằm tìm ra các yếu tố tác động đến thanh khoản của công ty. Kết quả cho thấy các biến gồm quy mô, vốn lưu động ròng, nợ ngắn hạn, tỷ lệ đầu tư và yếu tố ngành có tương quan dương đến thanh khoản của công ty. Các biến có tác động tương quan âm đến thanh khoản là tỷ lệ nợ, vốn lưu động ròng và tỷ lệ đầu tư. Như vậy có thể thấy đã nhiều nghiên cứu trên thế giới về các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng thanh toán cả bên trong và bên ngoài doanh nghiệp, chủ yếu là khả năng thanh toán ngắn hạn. Các nhà nghiên cứu sử dụng các dữ liệu trong các ngữ cảnh khác nhau với các phương pháp nghiên cứu sử dụng đa dạng, có sự kế thừa bổ sung các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng thanh toán. Hầu hết các nghiên cứu về nhân tố ảnh hưởng xuất phát từ nội bộ doanh nghiệp, đặc biệt nhà nghiên cứu Chen và Mahajan (2010) đưa ra các biến kinh tế vĩ mô như tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suất ngắn hạn thực, thâm hụt ngân sách, tín dụng, tín dụng tư nhân và thuế suất. Các nhân tố này cũng ảnh hưởng đến khả năng thanh toán ngắn hạn của c ông ty. 2.2. Nghiên cứu trong nước Có nhiều nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng thanh toán tại doanh nghiệp các ngành khác nhau với thời gian nghiên cứu cũng khác nhau, tiêu biểu có thể kể đến: Nguyễn Đình Thiên và cộng sự (2014) v ới đề tài “Các yếu tố tác động đến khả năng thanh khoản của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam”. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ các BCTC đã được kiểm toán của các Công ty đang niêm yết trên TTCK HNX. Dữ liệu được thu thập từ BCTC ở giai đoạn 2007- 2013 với 620 công ty niêm yết. Phương pháp nghiên cứu bằng phương pháp Forward Stepwise. Bên cạnh đó, kiểm định đa cộng tuyến nhằm kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến. Các mô hình được xây dựng và kiểm định trong nghiên cứu để tìm ra mô hình phù hợp nhất với dữ liệu và các biến được chọn lựa là: (i) sai số nhỏ nhất; (ii) tác động cố định; (iii) tác động ngẫu nhiên; (4) sai số bình phương có trọng số. Điều này cho phép chọn lựa được các biến độc lập phù hợp nhất, giải thích được nhiều nhất cho biến cần nghiên cứu. Biến phụ thuộc trong nghiên cứu này là khả năng thanh toán và đại diện là khả năng thanh toán Ngắn hạn; biến độc lập là tỷ số PB, tỷ số PE, ROA, tỷ số nợ, tỷ lệ lưu chuyển thuần, tỷ lệ vốn lưu động. Kết quả nghiên cứu đã cho thấy: tỷ lệ vốn lưu động thuần và tỷ số PB tác động mạnh nhất đến khả năng thanh khoản của các doanh nghiệp niêm yết. Các yếu tố trên cũng có tương quan dương với khả năng thanh khoản bên cạnh tỷ số PE và tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần. Trong khi đó, tỷ lệ nợ và tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản có tương quan âm đến khả năng thanh khoản. Như vậy, nghiên cứu này đã mở cho tác giả hướng nghiên cứu tới doanh nghiệp các ngành riêng biệt nhau niêm yết. Mỗi ngành lại có những đặc thù riêng, đối với doanh nghiệp chế biến thực phẩm thì yêu cầu khả năng thu hồi vốn nhanh nên các doanh nghiệp trong ngành khi quản lý tốt lượng vốn, khả năng thanh toán cũng như các chỉ tiêu tài chính khác sẽ góp phần tích cực và toàn diện đến nền kinh tế. Vũ Thị Hồng (2015) với đề tài nghiên cứu “Các yếu tố ảnh hưởng đến thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam”. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu được thu thập từ các BCTC hợp nhất hàng năm của 37 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt Nam trong khoảng thời gian từ năm 2006- 2011. Dữ liệu được lấy trên trang web của các công ty chứng khoán cũng như của chính các ngân hàng đó. Mẫu nghiên cứu bao gồm 37 ngân hàng với tổng cộng 185 quan sát cho dữ liệu bảng không cân xứng. Các BCTC QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG DOANH NGHIỆP49Tạp chí Khoa học Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 hợp nhất là cơ sở để xem xét hoạt động của các ngân hàng hiện đại. Phương pháp nghiên cứu sử dụng là phương pháp định lượng, sử dụng kỹ thuật hồi quy bảng. Đồng thời, nghiên cứu chỉ sử dụng 1 mô hình hồi quy, mỗi mô hình chạy 2 hiệu ứng (F EM và REM) với OLS. Kết quả nghiên cứu cho thấy “Tỷ lệ vốn chủ sở hữu”, “Tỷ lệ nợ xấu” và “Tỷ lệ lợi nhuận” có tác động cùng chiều đối với khả năng thanh khoản của NHTM; ngược lại, “Tỷ lệ cho vay trên huy động” có tác động ngược chiều với khả năng thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, nghiên cứu này không tìm thấy ảnh hưởng của “Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng”, “Quy mô ngân hàng” đối với khả năng thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Như vậy, nghiên cứu này đã h ướng tới lĩnh vực ngân hàng, cụ thể là các NHTM. Một trong những nhiệm vụ quan trọng mà các nhà quản lý ngân hàng cần thực hiện là đảm bảo khả năng thanh khoản hợp lý cho ngân hàng. Ngân hàng có khả năng thanh khoản tốt, hay nói cách khác là ngân hàng không gặp rủi ro thanh khoản khi luôn có được nguồn vốn khả dụng với chi phí hợp lý vào đúng thời điểm mà ngân hàng cần. Điều này có nghĩa nếu ngân hàng không có đủ nguồn vốn cần thiết để đáp ứng mọi nhu cầu của thị trường sẽ có thể mất khả năng thanh toán, mất uy tín và dẫn đến sự đổ vỡ của toàn hệ thống. Thái Văn Đại và Trần Việt Thanh Trúc (2018) với bài viết “Đánh giá các nhân tố tác động đến tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam”, sử dụng dữ liệu được thu thập từ 24 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 10 năm (2006- 2015). Với phương pháp thu thập, xử lý và phân tích dữ liệu, đồng thời phân tích hồi quy với thiết kế nghiên cứu định lượng mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng thanh khoản tại NHTM bởi m ô hình tác động cố định- FEM. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các biến quy mô ngân hàng (SIZE), rủi ro tín dụng (LLP), tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn (CAP), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (TLA) và tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) là những nhân tố có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ thanh khoản. Duy nhất biến khả năng sinh lợi (ROE) có mối tương quan dương đến tỷ lệ thanh khoản của các NHTM. So với nghiên cứu của Vũ Thị Hồng (2015) thì nghiên cứu này đã có sự khác biệt, đó là tỷ lệ rủi ro tín dụng và quy mô của ngân hàng đều ảnh hưởng tới khả năng thanh khoản, đặc biệt tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội của GDP cũng có mối tương quan âm tới khả năng thanh khoản của NHTM Việt Nam. Khả năng sinh lời ROE được tác giả bổ sung biến độc lập mới. Sự khác biệt so với nghiên cứu trước là do quy mô mẫu nhỏ, thời kỳ nghiên cứu không dài và cả sự tác động sâu rộng của hội nhập kinh tế quốc tế chưa nhiều và sâu sắc như hiện nay. Như vậy, các nghiên cứu về khả năng thanh toán ở trong và ngoài nước trước đây đã chứng tỏ rằng khả năng thanh toán chịu sự tác động bởi các nhân tố khác nhau và có sự khác biệt giữa những nhóm doanh nghiệp thuộc các ngành nghề kinh doanh khác nhau cũng như tại thời gian hay không gian nghiên cứu khác nhau. Phương pháp nghiên cứu được sử dụng của các nghiên cứu thực nghiệm chủ yếu là phân tích tương quan và phân tích hồi quy tuyến tính nhiều biến với dữ liệu được thu thập, kết hợp với những kiểm định thích hợp. BCTC là nguồn tài liệu chủ yếu để tính toán ra các chỉ tiêu tài chính mà xuất hiện trong mô hình nghiên cứu của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Nối tiếp các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, nghiên cứu này cũng tập trung vào đối tượng khảo sát là các Công ty chế biến thực phẩm niêm yết nhưng với quy mô mẫu lớn hơn, thời gian nghiên cứu gần đây và đặc biệt là các nhân tố được đưa vào mô hình nghiên cứu đa dạng và toàn diện hơn. 3. Thu thập dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 3.1. Mô hình nghiên cứu Nghiên cứu này nhằm lượng hóa ảnh hưởng của các nhân tố là khả năng sinh lời, quy mô doanh nghiệp, thời gian hoạt động của doanh nghiệp, tỷ số nợ, tăng trưởng GDP và lạm phát để chọn lọc đưa vào mô hình hồi quy nhằm kiểm nghiệm tác động của chúng, dựa theo nghiên cứu của Nguyễn Đình Thiên và cộng sự QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG DOANH NGHIỆP50Tạp chí Khoa học Đào tạo Ngân hàngSố 196- Tháng 9. 2018 (2014), đối với thực tiễn khả năng thanh toán của các công ty chế biến thực phẩm niêm yết trên TTCK, nhóm tác giả xây dựng mô hình hồi quy dựa trên lượng hóa các nhân tố được đưa vào mô hình. Biến khả năng thanh toán ngắn hạn được đại diện cho khả năng thanh toán. Mô hình được mô tả như sau: CRi = α0 + α1SIZEi + α2AGEi + α3ASi + α4ROAi + α5ROSi + α6ROEi + α7Ii + α8GDPi + α9DRi + Ei (1) QRi = β0 + β1SIZEi + β2AGEi + β3ASi + β4ROAi + β5ROSi + β6ROEi + β7Ii + β8GDPi + β9DRi + Ui (2) MRi = μ0 + μ1SIZEi + μ2AGEi + μ3ASi + μ4ROAi + μ5ROSi + μ6ROEi + μ7Ii + μ8GDPi + μ9DRi + Vi (3) Trong đó: CR: khả năng thanh toán nợ ngắn hạn QR: khả năng thanh toán nhanh MR: khả năng thanh toán tức thời ROA: khả năng sinh lời của tài sản ROE: khả năng sinh lời của VCSH ROS: khả năng sinh lời của Doanh thu thuần SIZE: quy mô công ty AGE: thời gian hoạt động của doanh nghiệp AS: cấu trúc tài sản GDP: tăng trưởng GDP I: lạm phát DR: tỷ số nợ Ei, Ui , Vi: các sai số ngẫu nhiên 3.2. Thu thập dữ liệu Trong nghiên cứu này, nguồn dữ liệu thu thập được chủ yếu là nguồn dữ liệu thứ cấp, được thu thập từ các BCTC hàng năm đã được kiểm Bảng 1. Doanh thu của công ty qua các năm DT (triệu đồng) 2012 2013 2014 2015 2016 Số lượng Tỷ trọng () Số lượng Tỷ trọng () Số lượng Tỷ trọng () Số lượng Tỷ trọng () Số lượng Tỷ trọng () DT>851.138 11 35,48 12 38,71 11 35,48 12 38,71 13 41,93 DT851.138 lượng (%) lượng (%) lượng (%) lượng (%) lượng (%) DT 0, tức là mô hình hồi quy xây dựng được phù hợp với tổng thể ○○ Kiểm định hiện tượng phương sai sai số Giá trị của đại lượng F-statistic được sử dụng thay đổi: Về giả thuyết về phương sai sai số là miền giá trị cho kiểm định này Nếu xác suất thay đổi, nhóm tác giả kiểm định thông qua của F-statistic là Prob (F-statistic) < 0,1 thì bác kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey Nếu giá trị bỏ giả thuyết Ho, tức là mô hình được coi là Prob.Fi thu được sau kiểm định này có giá trị phù hợp nhỏ hơn 0,1 thì kết luận mô hình có hiện tượng Các phương pháp nghiên cứu trong thiết kế phương sai thay đổi nghiên cứu định lượng mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng như khả năng sinh lời, tỷ số ○○ Phương pháp hồi quy tuyến tính: nhóm tác nợ, cấu trúc Tài sản, quy mô công ty, tuổi công giả sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất ty với khả năng thanh toán (đại diện là khả thông thường (OLS) để phân tích về mối tương năng thanh toán ngắn hạn) thông qua sự hỗ trợ quan, liên hệ giữa các biến nhân tố Tỷ suất sinh của phần mềm kinh tế lượng Eviews 8 lời, Tỷ số nợ, Cấu trúc tài sản, AGE, SIZE, GDP, Lãi suất với khả năng sinh lời của các 4 Kết quả và thảo luận Công ty trong mẫu để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu Như đã trình bày trong Phương pháp nghiên cứu, nhóm tác giả tiến hành chạy dữ liệu 3 mô ○○ Phương pháp kiểm định độ phù hợp của mô hình: hình: Hệ số xác định R2 là thước đo đánh giá Mô hình 1- khả năng thanh toán nợ ngắn hạn độ phù hợp của mô hình, mô hình hồi quy đã (CR) với biến phụ thuộc CR và các biến độc được xây dựng trên dữ liệu mẫu phù hợp đến lập: ROA, ROE, AGE, AS và DR mức nào so với dữ liệu Tuy nhiên, sự phù hợp Mô hình 2- khả năng thanh toán nhanh với biến này chỉ mới thể hiện giữa mô hình xây dựng phụ thuộc QR và các biến độc lập: ROA, ROE được với dữ liệu mẫu, còn khi áp dụng cho tổng và DR thể khi các hệ số được ước lượng bằng phương Mô hình 3- khả năng thanh toán tức thời, với pháp OLS lại không có ý nghĩa Để kiểm định biến phụ thuộc MR là các biến tác động: ROS, độ phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể, nhóm SIZE, và DR tác giả đặt ra giả thuyết: Ho: R2 = 0, tức là mô hình hồi quy xây dựng ○○ Mô hình khả năng thanh toán Nợ ngắn hạn được không phù hợp với tổng thể (CR): Bảng 3 Các nhân tố tác động đến khả năng thanh toán Mô hình ROA ROS ROE AS DR SIZE AGE GDP I Bi 1,627 -0,047 -1,243 2,412 -5,028 -0,201 0,0212 -9,03 1,851 CR Prob B0 0,0034 0,925 0,0032 0,0026 0,0025 0,165 0,0667 0,587 0,193 Bi 5,2437 QR Prob B0 2,591 -0,025 -1,514 0,462 -3,801 -0,305 0,0198 -3,65 1,245 Bi 0,013 0,925 0,0205 0,165 0,0282 0,285 0,334 0,324 0,125 MR Prob B0 3,1643 2,635 0.669 -1,635 2,568 -1,903 0,0163 0,0167 -4,64 1,145 0,254 0,0055 0,835 0,364 0,0025 0,0015 0,462 0,528 0,198 2,0464 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu của nhóm tác giả 52 Số 196- Tháng 9 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob (ROA) với Prob = 0,013; tỷ suất sinh lời trên (p-value) của 5 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa VCSH (ROE) với Prob = 0,0205; tỷ số nợ (DR) 5% và 10%, đó là: tỷ suất sinh lời trên tổng tài với Prob = 0,0282 Điều này có nghĩa là, các sản (ROA) với Prob = 0,0034; tỷ suất sinh lời biến trên có ý nghĩa với mô hình khả năng trên VCSH (ROE) với Prob = 0,032; thời gian thanh toán nhanh (QR) tại mức ý nghĩa 5%, hoạt động của doanh nghiệp (AGE) với Prob = hay ROA, ROE và DR có tác động tới QR Qua 0,0667; cấu trúc tài sản (AS) với Prob = 0,0026 đó, ta xây dựng được phương trình mẫu của và tỷ số nợ (DR) với Prob = 0,0025 Điều này các nhân tố tác động đến khả năng thanh toán có nghĩa là, các biến trên có ý nghĩa với mô nhanh (QR): hình khả năng thanh toán ngắn hạn (CR) tại QR = 3,1643 + 2,591×ROA – 1,514×ROE – mức ý nghĩa 5% hay ROA, ROE, AGE, AS và 3,801×DR + e DR có tác động tới CR Qua đó, ta xây dựng Qua phương trình mẫu của QR, ta có thể thấy: được phương trình mẫu của các nhân tố tác Tương tự như CR thì ROA cũng có tác động động đến khả năng thanh toán ngắn hạn (CR) cùng chiều và ROE, DR có tác động ngược như sau: chiều đến QR CR = 5,2437 + 1,627×ROA – 1,243×ROE + 0,0212×AGE + 2,412×AS – 5,028×DR + e ○○ Mô hình khả năng thanh toán tức thời Qua mô hình trên, ta có thể thấy, ROA có tác (MR): động cùng chiều với CR tuân theo nghiên cứu Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob của Isshaq và Bokpin (2009) tại Ghana Điều (p-value) của 3 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa này được giải thích vì khi ROA tăng lên thì 5%, đó là: tỷ suất sinh lời trên doanh thu (ROS) chứng tỏ doanh nghiệp đạt hiệu quả tài chính với Prob = 0,0055; quy mô doanh nghiệp tốt, từ đó có thể tự đảm bảo được khả năng (SIZE) với Prob = 0,0015; tỷ số nợ (DR) với thanh toán các khoản nợ của mình Trong khi Prob = 0,0025 Điều này có nghĩa là, các biến đó, ROE tác động ngược chiều đến CR Có tác trên có ý nghĩa với mô hình MR tại mức ý động này là do, khi ROE tăng cao là công ty nghĩa 5%, hay ROS, AGE và DR có tác động đang đạt được lợi nhuận cao; có nghĩa là doanh tới MR Qua đó, ta xây dựng được phương trình nghiệp đang tận dụng nguồn vốn vay nợ để mẫu của các nhân tố tác động đến Khả năng đầu tư; từ đó sẽ kéo theo CR thấp đi Cũng có thanh toán tức thời (MR) như sau: tác động ngược chiều với CR là tỷ số nợ (DR) MR= 2,0464 + 0.669×ROS + 0,0163×SIZE – cũng như các nghiên cứu của Ferreira và Vilela 1,903×DR + e (2004) và Gill và Mathur (2011); đây là điều Với phương trình mẫu của mô hình 3: MR chịu hoàn toàn dễ hiểu vì khi tỷ số nợ tăng cao sẽ tác động cùng chiều của cả 2 nhân tố: ROS và đẩy doanh nghiệp vào áp lực trả nợ lớn, nguy SIZE Duy nhất chỉ có DR là nhân tố tác động cơ mất khả năng thanh toán cao; chính vì thế ngược chiều với MR mà khi DR tăng lên thì CR sẽ giảm xuống Đối - Kiểm định khuyết tật tự tương quan của mô với biến độc lập cuối cùng tác động đến CR là hình hồi quy biến AS với tác động cùng chiều lên CR; cấu Nếu 1< DW< 3: mô hình không có tự tương trúc tài sản đóng vai trò rất quan trọng trong quan việc phát triển của một doanh nghiệp Với việc Từ kết quả xử lý dữ liệu của tác giả thì hệ duy trì được một cấu trúc tài sản hợp lý và ổn số Durbin Watson (DW) thu được là DW1= định, doanh nghiệp sẽ thuận lợi trong việc sản 2,61254, DW2= 1,162662, DW3= 1,012527 cho xuất kinh doanh; đồng thời mở rộng quy mô thấy mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan ○○ Mô hình khả năng thanh toán nhanh (QR): - Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến trong mô Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob hình hồi quy (p-value) của 3 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa Phương pháp xác định đa cộng tuyến được 5%, đó là: tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản nghiên cứu này vận dụng được giới thiệu bởi Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9 2018 53 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP các tác giả Hoàng Trọng & Chu Mộng Ngọc Tỷ suất sinh lời ROA ROE, Hệ số Nợ DR giải (2008) Nếu hệ số VIF của bất kì một biến độc thích được 67,9542% sự biến thiên của QR, còn lập có trong mô hình mà giá trị > 10 thì có thể lại 32,0458% sự biến thiên của QR sẽ được giải kết luận rằng đã xảy ra hiện tượng đa cộng thích bởi các nhân tố khác tuyến giữa biến độc lập đó với các biến độc lập Mô hình MR: Hệ số R2 là 0,654823 cho thấy còn lại trong mô hình Khi xem xét kết quả hệ các nhân tố bên trong doanh nghiệp như Tỷ suất số VIF trên mô hình, ta thấy hệ số VIF của tất sinh lời ROS, Hệ số nợ DR, Quy mô SIZE giải cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, điều đó thích được 65,4823% sự biến thiên của MR còn chứng tỏ mô hình không xảy ra hiện tượng đa lại 34,5177% sự biến thiên của MR sẽ được giải cộng tuyến giữa các biến độc lập thích bởi các nhân tố khác - Kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay Các nhân tố còn lại ở đây có thể là các nhân tố đổi của mô hình hồi quy bên trong hoặc bên ngoài doanh nghiệp không Để kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay được đưa vào mô hình doanh nghiệp như đòn đổi, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan- bẩy tài chính, tốc độ tăng trưởng của doanh thu, Godfrey Mô hình có hiện tượng phương sai chính sách thuế và lãi suất thị trường, sự tiến thay đổi trong trường hợp giá trị Prob.Fi thu bộ của khoa học công nghệ, bối cảnh của ngành được sau kiểm định này có giá trị nhỏ hơn chế biến thực phẩm 0,1 Kết quả kiểm định phương sai sai số thay Với các kết quả kiểm định mô hình trên, ta thấy đổi (Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan- được mô hình không có khuyết tật về tự tương Godfrey) thu được giá trị Prob.F1 = 0,65235; quan, không xảy ra sự đa cộng tuyến, không Prob.F2= 0,56452; Prob F3= 0,21354 Ta thấy xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi, các giá trị Prob.Fj> 0,1 Do đó có thể kết luận mô hình xây dựng phù hợp Do đó, kết quả thu mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai được từ mô hình là đáng tin cậy và không vi sai số thay đổi phạm các giả thuyết cơ bản của phương pháp - Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất đối với mô hình đa biến Giá trị ý nghĩa thống kê Prob1 (F-statistic) = Kết quả nghiên cứu các biến độc lập có mối 0,000241< 0,1 cho thấy mô hình hồi quy CR là quan hệ thuận chiều gồm: SIZE, ROA, ROS, phù hợp AS, AGE; trong khi đó ROE và DR có mối Giá trị ý nghĩa thống kê Prob2 (F-statistic) = quan hệ ngược chiều Biến GDP và I không có 0,00024< 0,1 cho thấy mô hình hồi quy QR là tác động đến khả năng thanh toán phù hợp Giá trị ý nghĩa thống kê Prob3 (F-statistic) = 5 Kết luận 0,000245< 0,1 cho thấy mô hình hồi quy MR là phù hợp Tình hình tài chính của một doanh nghiệp được Hệ số xác định (R2) là hệ số đánh giá sự phù thể hiện rõ nét qua khả năng thanh toán Nếu hợp của mô hình Giá trị của hệ số xác định doanh nghiệp có khả năng thanh toán cao thì (R2) cho biết bao nhiêu phần trăm biến thiên tình hình tài chính sẽ khả quan và sức khỏe của trong biến phụ thuộc có thể giải thích bởi mô doanh nghiệp càng cao; và ngược lại Khả năng hình hồi quy Kết quả hồi quy OLS: thanh toán chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố Mô hình CR: Hệ số R2 là 0,683859 có ý nghĩa khác nhau đòi hỏi nhà quản trị tài chính phải rằng các nhân tố bên trong doanh nghiệp nắm vững để làm rõ nguyên nhân và thực hiện như Tỷ suất sinh lời ROA và ROE, Hệ số Nợ đúng các giải pháp nâng cao khả năng thanh DR, Cấu trúc tài sản, Tuổi AGE giải thích toán được 68,3859% sự biến thiên của CR, còn lại Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu trên BCTC của 31,6141% sự biến thiên của CR sẽ được giải các doanh nghiệp chế biến thực phẩm sử dụng thích bởi các nhân tố khác phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và Mô hình QR: Hệ số R2 là 0,679542 có ý nghĩa một số phương pháp kiểm định để tìm ra các rằng các nhân tố bên trong doanh nghiệp như nhân tố ảnh hưởng và mức độ ảnh hưởng của 54 Số 196- Tháng 9 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP các nhân tố đó Có được kết quả như vậy cũng trong các ngành khác nhau, trong các quốc gia do tính đặc thù của ngành Chế biến thực phẩm khác nhau và trong nền kinh tế với mức độ ổn cần có trang thiết bị hiện đại, sử dụng nhiều định khác nhau Tuy nhiên, vẫn còn có sự khác hàng tồn kho, nhu cầu về sử dụng vốn từ phía biệt về biến quy mô (SIZE) mà trong nghiên nhà cung cấp, ngân hàng ngày càng nhiều; cứu này thì quy mô doanh nghiệp có tác động ngành Chế biến thực phẩm chủ yếu hướng tới thuận chiều (cũng giống như nhiều nghiên cứu thị trường xuất khẩu và đang được coi là trọng khác) nhưng khác so với một số nghiên cứu cho điểm trong cơ cấu kinh tế Việt Nam rằng quy mô doanh nghiệp có tác động ngược Kết quả nghiên cứu cho thấy, các nhân tố tỷ chiều suất sinh lời ROA, ROE, ROS, tỷ số nợ, cấu Dựa vào kết quả nghiên cứu này, qua mức trúc tài sản, quy mô SIZE, tuổi công ty AGE độ ảnh hưởng của các biến độc lập (nhân tố) đều có ảnh hưởng đến khả năng thanh toán; tác động thuận chiều và ngược chiều đến khả trong đó, các nhân tố quy mô doanh nghiệp, năng thanh toán, nhóm tác giả khuyến nghị tỷ suất sinh lời ROA, cấu trúc tài sản, quy mô các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu cần SIZE, tuổi công ty AGE có ảnh hưởng cùng duy trì quy mô doanh nghiệp hợp lý; mở rộng chiều; và ngược lại các nhân tố ROE, ROS, tỷ thị trường và nâng cao chất lượng sản phẩm; số nợ có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng hiện đại hóa dây truyền công nghệ; nâng cao thanh toán của các doanh nghiệp chế biến thực hiệu quả sử dụng vốn vay; sử dụng cơ cấu tài phẩm Kết quả của nghiên cứu này có nhiều sản hợp lý Kết quả nghiên cứu này là tài liệu điểm tương đồng với kết quả của các nghiên tham khảo hữu ích cho các nhà quản lý doanh cứu trước (qua các biến độc lập như các tỷ suất nghiệp nói chung và các nhà quản trị tài chính về hiệu quả tài chính, tỷ suất nợ…), nhưng mức nói riêng xem xét đưa ra các quyết định kinh tế độ ảnh hưởng lại có sự khác nhau do các nghiên đúng đắn nhằm tăng khả năng thanh toán của cứu trước sử dụng quy mô mẫu khác nhau, doanh nghiệp ■ Tài liệu tham khảo 1 BCTC của các Công ty Chế biến Thực phẩm giai đoạn 2012 - 2016 2 Lưu Thị Hương và Vũ Duy Hào (2011), Giáo trình tài chính doanh nghiệp, NXB Đại học Kinh tế quốc dân 3 Nguyễn Văn Công (2009), Giáo trình phân tích kinh doanh, NXB Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội 4 Nguyễn Quang Dong và TS.Nguyễn Thị Minh (2012), Giáo trình kinh tế lượng, NXB Đại học Kinh tế quốc dân 5 Nguyễn Minh Kiều (2009), Tài chính doanh nghiệp, NXB Thống kê 6 Nguyễn Năng Phúc (2013), Giáo trình phân tích Báo cáo tài chính, NXB Đại học Kinh tế quốc dân 7 Nguyễn Đình Thiên, Nguyễn Thị Mai Trâm, Nguyễn Hồng Thu (2014), “Các yếu tố tác động đến khả năng thanh khoản của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam” Tạp chí của Trường Đại học Thủ Dầu 1, 6(19), 24-32 8 Thái Văn Đại, Trần Việt Thanh Trúc (2018), “Đánh giá các nhân tố tác động đến tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam” Luận văn Thạc sỹ, Trường Đại học Kinh tế thành phồ Hồ Chí Minh 9 Trần Mạnh Dũng, Phạm Đức Cường & Trần Trung Tuấn (2018), Báo cáo tài chính - Trình bày, Phân tích, Kiểm tra và Kiểm toán, NXB Tài chính 10 Ahmed, M., Raza, K., (2012), The Optimal Relationship of Cash Conversion Cycle with Firm Size and Profitability, International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, (2)4, 5-12 11 Almeida, H., Campello, M and Weisbach, M (2002), The Demand for Corporate Liquidity: A Theory and Some Evidence 12 Aziz, A and Lawson, H.G (1989), Cash Flow Reporting and Financial Distress Models: Testing of Hypotheses, Financial Management, 55-63 13 Charitou, M., Lois, P and Santoso, H B (2012), The Relationship Between Working Capital Management and Firm’s Profitability: An Empirical Investigation for an Emerging Asian Country, International Business and Economics Research Journal, (11)8, 839-848 14 Deloof&Marc, (2001),BelgianIntragroupRelationsandtheDeterminantsofCorporate Liquid Reserves, European Financial Management, (7)3,375-392 15 Hager (1976), Cash Management and Cash Cycle, Management Accounting, 19-21 16 Huberman, G (1984), External Financing and Liquidity, Journal of Finance, (39)3, 895-908 17 Johnson, J.M., Campbell, D.R and Wittenbach, J.L (1980), Problems in Corporate Liquidity, Financial Executive, 44-53 18 Katerina Lyroudi & Monika Bolek (2012), An Investigation OfThe Companies’ Liquidity And The Factors Affecting It: The Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9 2018 55 QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP Case Of Poland, 4-8 19 Moss, D.J., Stine B (1993), Cash Conversion Cycle and Firm Size: A Study of Retail Firms, Managerial Finance, (19)8, 25-34 20 Myers, St.C., Rajan, R.G (2001), The Paradox of Liquidity, The Quarterly Journal of Economics, 733-771 21 Nobaneee, H and AlHajjar, M (2009a), Working Capital Management, Operating Cash Flow and Corporate Performance, 12 Thông tin tác giả Trần Mạnh Dũng, Phó Giáo sư, Tiến sĩ Đại học Kinh tế quốc dân Email: manhdung@ktpt.edu.vn Nguyễn Nam Tài, Thạc sĩ Công ty TNHH Kiểm toán ASCO Email: thunter2591@gmail.com Summary Determinants Influencing Liquidity of Listed Food Processing Firms on Vietnam Stock Exchange This research is conducted for evaluating the impact levels of determinants on liquidity of listed food processing firms on Vietnam Stock Exchange Data were collected from audited financial statements of 31 firms for the period from 2012 to 2016 This study employs Ordinary Least Squares (OLS) and other tests for measuring impact levels of factors impacting on liquidity The results show that firm size, return on assets, return on sales, firm duration and asset structure have positive relationships with liquidity In contrast, return on equity, and debt ratio have negative impacts on liquidity Keywords: Determinants, liquidity, food processing Dung Manh Tran, Assoc Prof PhD National Economics University Tai Nam Nguyen, MEc ASCO Audit Company 56 Số 196- Tháng 9 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng