LỜI CAM ĐOAN Tác giả cam đoan rằng bài khóa luận tốt nghiệp “Tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống niêm yết trên thị trường c
Tính cấp thiết của đề tài
Quản trị vốn lưu động (VLĐ) đóng vai trò thiết yếu trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của doanh nghiệp Hoạt động này bao gồm việc xác định mức tiền mặt hợp lý trong quỹ, quản lý hàng tồn kho một cách hiệu quả và điều chỉnh các khoản phải thu sao cho tối ưu.
Quản trị vốn lưu động (VLĐ) hiệu quả giúp doanh nghiệp (DN) bán hàng nhiều hơn mà vẫn giảm thiểu rủi ro không thu hồi tiền, từ đó duy trì khả năng thanh toán và tận dụng tín dụng từ đối tác Điều này là yếu tố thiết yếu cho sự liên tục trong hoạt động kinh doanh và ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả hoạt động của DN Nếu quản trị VLĐ không hiệu quả, DN có thể đối mặt với khủng hoảng tài chính và giảm lợi nhuận Quản trị VLĐ yêu cầu phân tích kỹ lưỡng mối quan hệ và tác động của các yếu tố liên quan Thiếu hụt hoặc dư thừa VLĐ đều gây bất lợi: dư thừa dẫn đến vốn nhàn rỗi, trong khi thiếu hụt có thể gián đoạn hoạt động hàng ngày Vì vậy, tối đa hóa lợi nhuận và nâng cao hiệu quả hoạt động luôn là ưu tiên hàng đầu của mọi DN.
Ngành thực phẩm – đồ uống có tiềm năng phát triển lớn và đóng vai trò thiết yếu cho sức khỏe và sinh kế của xã hội Trong bối cảnh kinh tế chính trị phức tạp hiện nay, nhu cầu về thực phẩm và đồ uống càng trở nên cấp thiết Tại Việt Nam, giai đoạn 2015 - 2019, chỉ số sản xuất ngành thực phẩm tăng trưởng khoảng 6 - 8% mỗi năm, trong khi ngành đồ uống cũng ghi nhận mức tăng trưởng 6 - 10% hàng năm Năm 2019, Việt Nam được xếp hạng thứ 10 châu Á về mức tăng trưởng tiêu dùng thực phẩm, đồ uống (Business Monitor International-BMI, 2019) Tuy nhiên, giai đoạn 2020 – 2021, ngành thực phẩm cũng chịu ảnh hưởng tiêu cực từ dịch Covid, dẫn đến sự giảm sút trong tốc độ tăng trưởng.
Ngành thực phẩm - đồ uống tại Việt Nam đã ghi nhận sự chuyển biến tích cực vào năm 2022 với mức tăng trưởng sơ bộ đạt 8,8% và 25,1% Trong khi đó, chỉ số ngành đồ uống lại giảm lần lượt 5,1% và 4% trong những năm trước đó Theo ước tính của BMI, đến năm 2030, Việt Nam sẽ trở thành thị trường lớn thứ ba Đông Nam Á về số lượng người tiêu dùng và đứng thứ năm về tổng chi tiêu, mở ra cơ hội phát triển tiềm năng cho ngành thực phẩm - đồ uống.
Thứ ba, bên cạnh những cơ hội luôn tiềm ẩn những thách thức Theo Vietnam
Theo báo cáo năm 2023, ngành này đang đối mặt với khó khăn lớn nhất là suy thoái kinh tế, khiến người tiêu dùng thắt chặt chi tiêu do thu nhập giảm hoặc lo ngại về tương lai kinh tế Điều này tác động trực tiếp đến doanh thu bán hàng của các doanh nghiệp Đồng thời, Việt Nam đang trong thời kỳ dân số vàng, với tỷ lệ đô thị hóa cao và thị trường rộng lớn Sự cạnh tranh từ các sản phẩm của các ông lớn như Hàn Quốc, Nhật Bản, Mỹ và Trung Quốc tạo ra áp lực lớn cho doanh nghiệp trong nước Do đó, các doanh nghiệp Việt Nam cần tìm cách nâng cao giá trị và hợp tác để thích ứng với bối cảnh này.
Tác giả đã chọn đề tài “Tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” nhằm phân tích mối liên hệ giữa quản lý vốn lưu động và hiệu quả kinh doanh Bài viết sẽ đưa ra các giải pháp và khuyến nghị thiết thực để cải thiện hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm – đồ uống tại Việt Nam thông qua việc tối ưu hóa quản lý vốn lưu động.
Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu
Nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ngành thực phẩm và đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2013-2022 Dựa trên các nghiên cứu trước đó, mô hình nghiên cứu đã được xây dựng, từ đó đánh giá kết quả và đưa ra khuyến nghị phù hợp cho các doanh nghiệp trong lĩnh vực này.
Hệ thống hóa cơ sở lý thuyết, các nghiên cứu đi trước về quản trị VLĐ, HQHĐ và mối quan hệ giữa hai nhân tố này
Phân tích, đánh giá thực trạng về quản trị VLĐ của các DN ngành thực phẩm – đồ uống
Phân tích, đánh giá tác động của quản trị VLĐ đến HQHĐ của các DN ngành thực phẩm – đồ uống
Đưa ra khuyến nghị, giải pháp cho các DN thực phẩm – đồ uống để nâng cao hiệu quả quản trị VLĐ và HQHĐ cho chủ DN
Câu hỏi nghiên cứu: Để thực hiện được mục tiêu trên, nghiên cứu sẽ giải đáp một số câu hỏi sau:
Thế nào là quản trị VLĐ và HQHĐ của DN?
Tình hình quản trị VLĐ của DN thực phẩm – đồ uống hiện nay ra sao?
Những yếu tố nào của quản trị VLĐ có tác động đến HQHĐ của các
DN thực phẩm – đồ uống ở Việt Nam? Và tác động như thế nào?
Quản trị VLĐ ra sao để nâng cao HQHĐ của DN thực phẩm – đồ uống?
Phương pháp nghiên cứu
Phương pháp định lượng : Sử dụng các phương pháp như thống kê mô tả, ước lượng mô hình hồi quy, kiểm định khuyết tật thông qua phần mềm STATA 17.
Bố cục đề tài
Ngoài tài liệu tham khảo và phụ lục, nội dung nghiên cứu được trình bày theo kết cấu 4 chương:
Chương 1: Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu
Chương 2: Phương pháp và mô hình nghiên cứu
Chương 3: Kết quả nghiên cứu
Chương 4: Bình luận kết quả nghiên cứu và khuyến nghị
Khoảng trống nghiên cứu
Sau khi tìm hiểu về đề tài này, tác giả nhận thấy một số khoảng trống nghiên cứu như sau:
Thứ nhất, có rất ít đề tài nghiên cứu tại Việt Nam về tác động quản trị VLĐ đến HQHĐ tại các DN ngành thực phẩm – đồ uống
Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích các công ty thực phẩm và đồ uống niêm yết trên ba sàn giao dịch HNX, HOSE và UPCOM trong khoảng thời gian 10 năm từ 2013 đến 2022, nhằm cung cấp cái nhìn tổng quát nhất về ngành công nghiệp này.
Tác giả đã mở rộng nghiên cứu bằng cách thêm các biến kiểm soát cho mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, thay vì chỉ chú trọng vào ba biến phụ thuộc ARD, AID, APD và CCC như một số nghiên cứu trước đây.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết
1.1.1.1 Khái niệm và đặc điểm vốn lưu động a, Khái niệm Để đảm bảo cho quá trình SXKD được tiến hành thường xuyên, liên tục, ngoài các tài sản cố định, DN cần phải có một lượng tài sản lưu động (TSLĐ) nhất định Và để hình thành nên các TSLĐ này DN cần bỏ ra một số vốn đầu tư ban đầu Số vốn này được gọi vốn lưu động của DN Hay nói cách khác vốn lưu động (VLĐ) là toàn bộ số tiền ứng trước mà DN bỏ ra để đầu tư và hình thành nên các TSLĐ thường xuyên cần thiết cho hoạt động SXKD của mình (Bùi Văn Vần và Vũ Văn Ninh, 2015)
Quá trình sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp diễn ra liên tục theo từng chu kỳ, dẫn đến việc vốn lưu động cũng chuyển hóa liên tục giữa các hình thái khác nhau Sự vận động của vốn lưu động có thể được mô tả thông qua sơ đồ minh họa.
Sơ đồ 1: Chu kỳ vận động của vốn lưu động
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Giai đoạn 1 - Khâu dự trữ: Trong giai đoạn này, vốn lưu động (VLĐ) được sử dụng để mua sắm các đối tượng lao động nhằm dự trữ cho hoạt động sản xuất Do đó, VLĐ chuyển đổi từ hình thái tiền tệ sang hình thái vốn vật tư hàng hóa.
Trong giai đoạn 2 của quy trình sản xuất, doanh nghiệp bắt đầu sử dụng các vật tư dự trữ để tạo ra sản phẩm Qua quá trình này, vốn lưu động chuyển từ hình thái vật tư hàng hóa sang hình thái sản phẩm dở dang, và cuối cùng chuyển thành vốn thành phẩm.
Khâu dự trữ Khâu sản xuất Khâu lưu thông
Giai đoạn 3 - Khâu lưu thông: DN tiến hành tiêu thụ sản phẩm và thu tiền về
VLĐ sẽ từ hình thái vốn thành phẩm chuyển sang hình thái vốn tiền tệ trở về điểm xuất phát của vòng tuần hoàn vốn b, Đặc điểm
Do sự tuần hoàn của nó, nên VLĐ mang một số đặc điểm sau:
Vốn lưu động (VLĐ) trong quá trình sản xuất kinh doanh (SXKD) luôn thay đổi hình thái biểu hiện Quá trình này diễn ra liên tục, với các chu kỳ sản xuất nối tiếp và xen kẽ, không tách rời Do đó, trong khi một phần VLĐ chuyển hóa thành vật tư dự trữ và sản phẩm dở dang, thì một phần khác lại chuyển từ sản phẩm hàng hóa sang vốn tiền tệ.
Thứ hai, VLĐ chuyển toàn bộ giá trị ngay trong một lần và được hoàn lại toàn bộ sau mỗi chu kỳ kinh doanh
Thứ ba, VLĐ hoàn thành một vòng tuần hoàn sau một chu kỳ SXKD
Vốn lưu động (VLĐ) đóng vai trò quan trọng trong quá trình sản xuất kinh doanh (SXKD) của doanh nghiệp (DN) Để đảm bảo sản xuất diễn ra liên tục, DN cần đầu tư đủ tiền vào các hình thái khác nhau của VLĐ, nhằm duy trì mức tồn tại hợp lý và đồng bộ giữa các hình thái này.
1.1.1.2 Vai trò của vốn lưu động
Theo Mukhopadhyay (2004), vốn lưu động (VLĐ) là yếu tố thiết yếu để duy trì tính thanh khoản, sự tồn tại, khả năng thanh toán và lợi nhuận của doanh nghiệp (DN) Để tiến hành sản xuất, ngoài tài sản cố định như máy móc, thiết bị và nhà xưởng, DN cần đầu tư một lượng vốn nhất định để mua sắm hàng hóa và nguyên vật liệu phục vụ cho quá trình sản xuất Do đó, VLĐ chính là điều kiện tiên quyết để DN bắt đầu hoạt động.
VLĐ đóng vai trò quan trọng trong việc đảm bảo quá trình tái sản xuất của doanh nghiệp diễn ra liên tục và ổn định Nó cũng là công cụ phản ánh và đánh giá hiệu quả của các hoạt động mua sắm, dự trữ, sản xuất và tiêu thụ trong doanh nghiệp.
Vốn lưu động (VLĐ) đóng vai trò quan trọng trong việc xác định quy mô hoạt động của doanh nghiệp (DN) Để mở rộng quy mô, DN cần huy động một lượng vốn nhất định nhằm đầu tư, ít nhất là đủ để đáp ứng nhu cầu phát triển.
7 để dự trữ vật tư hàng hóa VLĐ còn giúp cho DN chớp được thời cơ kinh doanh và tạo lợi thế cạnh tranh cho DN
VLĐ là yếu tố chính cấu thành giá thành phẩm, vì nó luân chuyển toàn bộ giá trị trong một lần Giá trị hàng hóa được xác định dựa trên việc bù đắp chi phí sản xuất cộng với lợi nhuận Do đó, VLĐ có vai trò quyết định trong việc xác định giá cả hàng hóa bán ra.
1.1.1.3 Phân loại vốn lưu động Để quản lý và nâng cao hiệu quả sử dụng VLĐ thì cần phải tiến hành phân loại VLĐ theo các tiêu thức khác nhau Thông thường có các cách phân loại chủ yếu sau: a, Theo nguồn hình thành
Nguồn vốn điều lệ là số vốn lưu động được hình thành từ vốn điều lệ ban đầu khi doanh nghiệp được thành lập hoặc từ nguồn vốn điều lệ bổ sung trong quá trình sản xuất kinh doanh Nguồn vốn này có sự khác biệt rõ rệt giữa các loại hình doanh nghiệp thuộc các thành phần kinh tế khác nhau.
Nguồn vốn tự bổ sung: là nguồn vốn do DN tự bổ sung trong quá trình
SXKD như từ lợi nhuận được tái đầu tư
Nguồn vốn đi vay: vốn vay của các ngân hàng thương mại hoặc tổ chức tín dụng, vốn vay của ngoài lao động, vay các DN khác
Nguồn vốn liên doanh, liên kết là số vốn lưu động được hình thành từ các khoản góp vốn của các bên liên doanh, có thể bao gồm tiền mặt hoặc hiện vật như vật tư, hàng hóa, tùy theo thỏa thuận giữa các bên.
Phân chia vốn lưu động (VLĐ) theo nguồn hình thành giúp doanh nghiệp (DN) nhận diện cơ cấu tài trợ VLĐ Từ khía cạnh quản lý tài chính, mỗi nguồn tài trợ đều đi kèm với chi phí sử dụng, vì vậy DN cần đánh giá và lựa chọn nguồn tài trợ tối ưu nhằm giảm thiểu chi phí sử dụng vốn của mình.
Vốn vật tư, hàng hóa là các khoản vốn lưu động được thể hiện qua các vật cụ thể như nguyên vật liệu, hàng tồn kho, sản phẩm dở dang, bán thành phẩm và thành phẩm.
Tổng quan nghiên cứu
1.2.1 Các nghiên cứu trên thế giới Đã có rất nhiều nhà khoa học nước ngoài tiến hành nghiên cứu, thống kê mối quan hệ định lượng của các yếu tố trong VLĐ đến hiệu quả SXKD Cụ thể như:
Lazaridis và Tryfonnidis (2006) nghiên cứu về quản trị VLĐ của 131 DN niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Athens (ASE) trong khoảng thời gian từ năm 2001-
Kết quả hồi quy dữ liệu bảng năm 2004 cho thấy biến APD có mối quan hệ tích cực với khả năng sinh lời, được đo lường qua lợi nhuận gộp từ hoạt động sản xuất kinh doanh, trong khi các biến CCC và ARD lại có mối quan hệ tiêu cực đáng kể với biến phụ thuộc Biến AID không có ý nghĩa thống kê Awodiran (2019) cũng đưa ra kết luận tương tự, nhưng khả năng sinh lời được tính bằng ROA.
Raheman và Nasr (2007) đã tiến hành nghiên cứu trên 94 công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán Karachi (KSE) trong giai đoạn từ 1999 đến 2004 nhằm khám phá tác động của quản lý vốn lưu động đến khả năng sinh lời Phương pháp phân tích tương quan và hồi quy bình phương tối thiểu được áp dụng trong nghiên cứu Kết quả cho thấy rằng cả bốn biến số CCC, ARD, AID và APD đều có ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời của các công ty.
DN Tương tự như Garcia và cộng sự (2011) đã nghiên cứu 2.974 các DN phi tài chính niêm yết trên 11 TTCK ở Châu Âu trong 12 năm từ 1998 đến 2009 và cũng tìm
Nghiên cứu này chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa CCC và các thành phần của nó (AID, ARD, APD) với khả năng sinh lời, sử dụng phương pháp GLS và hồi quy OLS Kết quả nghiên cứu tương đồng với công trình của Falope và Ajilore (2009) về các doanh nghiệp phi tài chính tại Nigeria trong giai đoạn 1996-2005 Tương tự, nghiên cứu của Hayajneh và Yassine (2011) về 53 công ty sản xuất tại Jordan niêm yết trên thị trường giao dịch Amman từ 2000-2006 cũng áp dụng phương pháp hồi quy OLS và 2SLS.
Trong nghiên cứu của Amarjit và cộng sự (2010), ba nhà kinh tế học đã phân tích dữ liệu từ 88 doanh nghiệp Mỹ niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán New York trong giai đoạn 2005 – 2007 Kết quả cho thấy có mối quan hệ ngược chiều chặt chẽ giữa ARD và khả năng sinh lời, được đo lường bằng lợi nhuận gộp Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa CCC và khả năng sinh lời Tuy nhiên, không tìm thấy mối liên hệ có ý nghĩa giữa AID, APD và khả năng sinh lời ở mức 5%.
Nghiên cứu của Mathuva (2011) đã chỉ ra ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp thông qua mẫu 30 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Nairobi Sử dụng mô hình hồi quy OLS và mô hình FEM, ông phát hiện có mối quan hệ ngược chiều chặt chẽ giữa ARD, CCC và khả năng sinh lời, trong khi đó, AID và APD lại có mối quan hệ cùng chiều rất chặt chẽ với khả năng sinh lời.
Nghiên cứu của Gul và cộng sự (2013) cho thấy quản trị vốn lưu động (VLĐ) có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) của các doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Pakistan trong giai đoạn 2006 - 2012, với chỉ số APD tác động tích cực, trong khi ARD, AID và CCC có ảnh hưởng tiêu cực đáng kể Kết quả tương tự cũng được Gołaś (2020) xác nhận trong nghiên cứu về các doanh nghiệp sữa lớn tại Ba Lan từ 2008 - 2017 Nghiên cứu của Nobanee và AiHajjar (2009) với 2123 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Nhật Bản từ 1990 - 2004 cũng hỗ trợ những phát hiện này.
Bagh và cộng sự (2016) đã nghiên cứu tác động của quản lý vốn lưu động (VLĐ) và hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của 50 công ty sản xuất niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi (KSE) trong giai đoạn 2005-2014 Kết quả hồi quy bội chỉ ra rằng các chỉ số như APD, AID và CCC có ảnh hưởng tiêu cực và đáng kể đến tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA), trong khi ARD lại có tác động tích cực đến ROA Nghiên cứu cho thấy rằng hiệu quả hoạt động của các công ty bị ảnh hưởng bởi quản trị vốn lưu động.
Nghiên cứu của Hassan và cộng sự (2017) về tác động của quản lý vốn lưu động (VLĐ) đến hiệu quả tài chính của các công ty xử lý nước tại bang Puntland, Somalia, từ năm 2011 đến 2015, cho thấy rằng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) và tài sản lưu động hiện tại (AID) có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận trên tài sản (ROA) Ngược lại, tỷ lệ nợ ngắn hạn (ARD) lại có tác động tiêu cực đến ROA, trong khi tài sản phải thu (APD) không ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính Kết luận nghiên cứu chỉ ra rằng sự khác biệt trong phát hiện có thể xuất phát từ tính không ổn định của môi trường kinh doanh tại Puntland.
Hameer và cộng sự (2021) đã áp dụng mô hình OLS để phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của 40 doanh nghiệp sản xuất Bumiputera và Non-Bumiputera tại Malaysia trong giai đoạn 2009-2018 Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tiêu cực đáng kể giữa AID và ARD với hiệu quả hoạt động của công ty, được đo bằng ROA Đồng thời, APD có tác động không đáng kể, với ảnh hưởng tiêu cực đối với doanh nghiệp Bumiputera và tích cực đối với doanh nghiệp Non-Bumiputera.
1.2.2 Các nghiên cứu tại Việt Nam
Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014) đã tiến hành phân tích dữ liệu từ 208 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Sở giao dịch Chứng khoán TP.HCM và Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội trong giai đoạn 2006 - 2012, sử dụng các phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu (Pooled OLS), mô hình hiệu ứng cố định (FEM) và bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để kiểm định tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp Việt Nam Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng ARD, AID, APD và CCC có tác động ngược chiều đến lợi nhuận gộp (GOP) Thêm vào đó, nhóm tác giả đã nghiên cứu mối quan hệ này trong các ngành khác nhau và nhận thấy rằng do đặc điểm riêng biệt, mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi cũng khác nhau theo từng ngành Tương tự, Bùi Thu Hiền và Nguyễn Hoài Nam (2015) cũng phát hiện mối quan hệ ngược chiều giữa AID, ARD, APD, CCC với khả năng sinh lời của doanh nghiệp, dựa trên phương pháp hồi quy tương quan OLS với dữ liệu từ 27 doanh nghiệp.
DN lớn trong ngành thực phẩm - đồ uống giai đoạn 2009 - 2013 Một số nghiên cứu
24 khác có cùng kết quả như Trần Tú Uyên (2018), Quy và Nguyễn (2017), Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên (2015)
Vũ Thị Tuyết Mai (2017) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động (VLĐ) và hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của 90 doanh nghiệp sản xuất niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2012 - 2016, sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng theo mô hình tác động cố định (FEM) Kết quả cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa AID, ARD với HQHĐ, trong khi APD không có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu cũng phát hiện mối quan hệ thuận chiều giữa chính sách đầu tư tài sản lưu động và HQHĐ, trong khi chính sách tài trợ VLĐ không có ý nghĩa thống kê Bùi Ngọc Toản (2016) và Võ Xuân Vinh (2013) cũng đạt được kết luận tương tự khi nghiên cứu các doanh nghiệp trong ngành bất động sản và sản xuất.
Nghiên cứu của Đinh Ngọc Anh (2015) đã khảo sát tác động của quản trị vốn lưu động đến các chỉ số tài chính ROA, ROS và ROE Tác giả không chỉ sử dụng bốn biến quen thuộc là AID, ARD, APD và CCC, mà còn bổ sung thêm hệ số thanh toán hiện hành (CR), hệ số thanh toán nhanh (QR), vòng quay vốn lưu động (WCT) và hệ số tiền mặt (CAR) Kết quả OLS cho thấy CR, CAR, APD và CCC có mối quan hệ tích cực với ROA, trong khi các biến còn lại có mối quan hệ ngược lại Đối với ROE, AID và WCT có tác động tích cực, nhưng các biến khác lại thể hiện dấu hiệu tiêu cực Cuối cùng, khi ROS được xem là biến độc lập, CR, CAR, WCT, AID và APD đều cho thấy tác động tích cực, mặc dù một số biến độc lập không có kết quả đáng kể.
Đoàn Việt Hà và Phan Trần Trung Dũng (2021) đã nghiên cứu tác động của quản trị vốn lưu động đến ba biến phụ thuộc là ROA, ROE và ROS của 60 doanh nghiệp hàng tiêu dùng từ năm 2016 đến 2020 bằng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (FGLS) Kết quả cho thấy, với ROA và ROE, có tác động ngược chiều đáng kể từ các biến ARD, AID và CCC, trong khi biến APD không có ý nghĩa thống kê Đối với ROS, chỉ có AID thể hiện tác động ngược chiều, trong khi các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê.
Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018) đã tiến hành nghiên cứu dựa trên dữ liệu bảng, bao gồm 42 doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn cụ thể.
PHƯƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Quy trình và phương pháp nghiên cứu
Sơ đồ 2: Quy trình nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp định lượng để phân tích tác động của quản trị vốn lưu động (VLĐ) đến hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm và đồ uống Sơ đồ minh họa quá trình nghiên cứu được tác giả thực hiện để làm rõ mối quan hệ này.
Bước 1: Xác định các biến cần nghiên cứu
Dựa trên lý thuyết và tổng quan nghiên cứu, tác giả nghiên cứu đề tài với các biến chính gồm Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) là biến phụ thuộc, và các biến độc lập như Kỳ thu tiền bình quân (ARD), Kỳ trả tiền bình quân (APD), Kỳ luân chuyển hàng tồn kho (AID), cùng với Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng xem xét 4 biến kiểm soát bao gồm Quy mô doanh nghiệp (SIZE), Đòn bẩy tài chính (LEV), Tăng trưởng doanh thu (RG) và Tỷ số khả năng thanh toán ngắn hạn (CR).
Bước 2: Thu thập và xử lý dữ liệu
Tác giả đã thu thập dữ liệu từ báo cáo tài chính hợp nhất đã kiểm toán của các công ty trong ngành thực phẩm – đồ uống từ năm 2012 đến 2023 thông qua nền tảng FiinPro, dựa trên các chỉ tiêu đã xác định Sau khi sắp xếp, tính toán và lọc dữ liệu để loại bỏ thông tin thiếu, kết quả cuối cùng được trình bày dưới dạng bảng Excel với 800 quan sát từ 80 công ty trong giai đoạn 2013 đến 2022.
Bước 3: Phân tích thống kê mô tả
Xác định các biến cần nghiên cứu
Thu thập và xử lý dữ liệu
Phân tích thống kê mô tả
Phân tích hệ số tương quan
Hồi quy và lựa chọn mô hình phù hợp
Sau khi thu thập đầy đủ dữ liệu cần thiết, tác giả sử dụng phần mềm STATA 17 để tiến hành phân tích Phần mềm này sẽ thống kê các đặc tính cơ bản của dữ liệu, bao gồm số quan sát (Obs), giá trị trung bình (Mean), giá trị lớn nhất (Max), giá trị nhỏ nhất (Min) và độ lệch chuẩn (Standard Deviation) Qua bước thống kê này, tác giả có cái nhìn tổng quan về mẫu nghiên cứu.
Bước 4: Phân tích hệ số tương quan
Tác giả áp dụng hệ số tương quan Pearson (r) để phân tích mối quan hệ giữa các biến, nhằm xác định các biến độc lập có liên hệ tuyến tính với biến phụ thuộc Hệ số này có giá trị từ -1 đến +1, trong đó giá trị sig 0, có sự tương quan thuận, tức là khi một biến tăng thì biến kia cũng tăng Cuối cùng, nếu r = 0, không có sự tương quan giữa các biến.
Bước 5: Hồi quy và lựa chọn mô hình phù hợp
Tác giả tiến hành xây dựng và hồi quy mô hình hồi quy gộp (Pool OLS), đây là mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS) với giả định không có hiệu ứng cắt ngang hoặc thời gian Trong quá trình hồi quy, chỉ số R-square hoặc Adjusted R-square được xem xét để đánh giá tỷ lệ phần trăm biến độc lập được giải thích bởi biến phụ thuộc Đồng thời, chỉ số P-value của kiểm định F cũng được kiểm tra; nếu nhỏ hơn 0.05, điều này cho thấy tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc là có ý nghĩa thống kê Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan cho mô hình Đa cộng tuyến xảy ra khi có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập, gây khó khăn trong việc đánh giá tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc Để phát hiện hiện tượng này, tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor); nếu VIF < 2, mô hình không bị đa cộng tuyến.
Khi chỉ số VIF lớn hơn 2, mô hình có dấu hiệu đa cộng tuyến, và nếu VIF vượt quá 10, điều này cho thấy mô hình chắc chắn gặp phải đa cộng tuyến, điều này không mong muốn Ngoài ra, giá trị Tolerance, được tính bằng 1/VIF, cũng có thể được sử dụng để đánh giá hiện tượng này.
Phương sai sai số thay đổi (Heteroscedasticity) là hiện tượng khi phương sai của các sai số ước lượng không đồng nhất, thường do sự hiện diện của các quan sát có giá trị khác biệt hoặc do các thang đo khác nhau Mặc dù ước lượng OLS vẫn giữ được tính không thiên lệch và nhất quán trong trường hợp này, nhưng nó không còn là ước lượng tối ưu vì phương sai của sai số không đạt giá trị nhỏ nhất Điều này làm cho các kiểm định hệ số hồi quy và kiểm định F của mô hình trở nên không đáng tin cậy Để phát hiện hiện tượng này, kiểm định White được sử dụng với giả thuyết H0 là phương sai sai số bằng nhau; nếu P-value < 0.05, mô hình gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi.
Hiện tượng tự tương quan (autocorrelation) xảy ra khi sai số tại thời điểm t liên quan đến sai số tại thời điểm t-1 hoặc bất kỳ thời điểm nào trong quá khứ Khi có hiện tượng này, ước lượng bằng phương pháp OLS sẽ không còn hiệu quả, dẫn đến giá trị P-value nhỏ hơn mức bình thường và làm cho hệ số hồi quy có vẻ có ý nghĩa thống kê Điều này có thể khiến chúng ta nhầm lẫn rằng một yếu tố trong mô hình có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, trong khi thực tế là do hiện tượng tự tương quan gây ra Nếu hiện tượng này xảy ra cùng với phương sai sai số thay đổi, độ tin cậy của các ước lượng sẽ càng giảm Để phát hiện hiện tượng tự tương quan, tác giả áp dụng kiểm định Wooldridge với giả thuyết H0 là mô hình không có hiện tượng tự tương quan, kỳ vọng giá trị P-value > 0.05.
Tác giả sẽ tiếp tục xây dựng và hồi quy hai mô hình: mô hình hiệu ứng cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Sau khi hoàn thành, tác giả sẽ tiến hành các kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp nhất giữa OLS, FEM và REM.
Trong việc lựa chọn mô hình hồi quy giữa FEM và REM, kiểm định Hausman đóng vai trò quan trọng để xác định sự tồn tại của tự tương quan giữa sai số và biến độc lập Giả thuyết H0 cho rằng không có sự tương quan này; nếu P-value nhỏ hơn 0.05, mô hình FEM sẽ được ưu tiên hơn mô hình REM Cuối cùng, kiểm định Breusch-Pagan LM được thực hiện để so sánh giữa REM và OLS.
Sau khi chọn được mô hình phù hợp, tác giả cần kiểm tra xem mô hình đó có bị tự tương quan hoặc phương sai sai số thay đổi hay không Nếu phát hiện những vấn đề này, tác giả sẽ tiến hành khắc phục thông qua phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu khả thi (FGLS).
Giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Dựa trên lý thuyết và tổng quan nghiên cứu, tác giả đã phát triển 4 mô hình hồi quy tuyến tính nhằm phân tích ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm và đồ uống niêm yết tại Việt Nam Bên cạnh đó, tác giả cũng bổ sung một số biến kiểm soát dựa trên các nghiên cứu trước đây.
𝛽 0 : hệ số chặn của mô hình
𝛽 𝑛 : hệ số góc của mô hình (𝑛 ∈ [1,5])
𝜀 𝑖𝑡 : sai số của mô hình
ROA : Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
ARD : Kỳ thu tiền bình quân AID : Kỳ luân chuyển HTK bình quân APD : Kỳ trả tiền bình quân
CCC : Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt SIZE : Quy mô doanh nghiệp LEV : Đòn bẩy tài chính
CR : Tỷ số khả năng thanh toán ngắn hạn RG : Tăng trưởng doanh thu
Việc sử dụng 4 mô hình là dựa trên một số nghiên cứu của Bùi Ngọc Mai Phương (2022), Bùi Ngọc Toản (2016), Falope và Ajilore (2009), Garcia và cộng sự
Việc chia thành 4 mô hình giúp tác giả đánh giá rõ ràng tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc và tránh hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình ước lượng Nếu kết hợp các biến thành một mô hình hồi quy, khả năng xảy ra đa cộng tuyến nghiêm trọng sẽ rất cao.
2.2.2 Dữ liệu và giả thuyết nghiên cứu
Vào năm 2023, do một số doanh nghiệp chưa cung cấp đầy đủ dữ liệu, nghiên cứu này sẽ dựa trên báo cáo tài chính hợp nhất của 80 công ty trong ngành thực phẩm.
- đồ uống được niêm yết tại 3 sàn chứng khoán HOSE, HNX và UPCOM từ năm
2013 đến 2022 Bảng dưới đây sẽ mô tả cụ thể về các biến sử dụng trong mô hình:
Bảng 2: Mô tả các biến trong mô hình
Tên biến Ký hiệu Công thức Kỳ vọng
Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản ROA Lợi nhuận sau thuế
Kỳ thu tiền bình quân ARD Khoản phải thu bình quân
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân AID HTK bình quân
Kỳ trả tiền bình quân APD Khoản phải trả bình quân
Giá vốn hàng bán × 365 +/- Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt CCC ARD + AID − APD -
Quy mô doanh nghiệp SIZE Ln (Doanh thu thuần) + Đòn bẩy tài chính LEV Tổng nợ
Tỷ số khả năng thanh toán ngắn hạn CR Tài sản ngắn hạn
Tăng trưởng doanh thu RG Doanh thu năm 𝑡 − Doanh thu năm 𝑡−1
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA)
Tác giả lựa chọn chỉ số Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) để đo lường hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của công ty, với công thức tính ROA là lợi nhuận sau thuế chia cho tổng tài sản Chỉ số ROA cao cho thấy công ty sử dụng tài sản hiệu quả để tạo ra lợi nhuận Nghiên cứu của Padachi (2006) đã sử dụng ROA làm biến phụ thuộc để phân tích xu hướng quản lý vốn lưu động và ảnh hưởng của nó đến HQHĐ của các doanh nghiệp sản xuất nhỏ ở Mauritius Tương tự, Bùi Ngọc Toản (2016) cũng áp dụng ROA để nghiên cứu tác động của chính sách vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của 35 doanh nghiệp trong ngành bất động sản Việt Nam giai đoạn 2010-2014 Nhiều nghiên cứu khác, như của Hameer và cộng sự (2021), Falope và Ajilore (2009), cũng đã sử dụng ROA trong phân tích hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kỳ thu tiền bình quân (ARD) là khoảng thời gian trung bình từ khi bán hàng đến khi thu được tiền từ khách hàng, phản ánh thời gian mà doanh nghiệp bị chiếm dụng vốn Việc rút ngắn ARD đồng nghĩa với việc thắt chặt các chính sách tín dụng, giúp doanh nghiệp thu hồi tiền nhanh chóng và gia tăng hoạt động kinh doanh đầu tư sinh lợi (Bùi Ngọc Toản, 2016) Theo bảng 1, ARD đã được nghiên cứu bởi nhiều tác giả, như Falope và Ajilore.
Nghiên cứu của Hassan và cộng sự (2009), Hameer và cộng sự (2021), Trần Tú Uyên (2018), Quy và Nguyễn (2017), cùng Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên (2015) đã chỉ ra rằng có sự tác động ngược chiều với ROA Dựa trên những phát hiện này, tác giả đã xây dựng giả thuyết nghiên cứu.
Giả thuyết 1: Kỳ thu tiền bình quân có tác động ngược chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân (AID)
Thời gian trung bình để chuyển đổi nguyên vật liệu thô thành sản phẩm hoàn chỉnh và bán ra là 34 ngày Rút ngắn thời gian này có thể tăng tốc độ kinh doanh, từ đó gia tăng doanh thu và giảm chi phí lưu trữ hàng tồn kho, nâng cao khả năng sinh lời và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nhiều nghiên cứu, như của Falope và Ajilore (2009), Gul và cộng sự (2013), Bagh và cộng sự (2016), Quy và Nguyễn (2017), Võ Xuân Vinh (2013), Trần Tú Uyên (2018), đã chỉ ra tác động ngược chiều của yếu tố này đối với khả năng sinh lời Do đó, giả thuyết được xây dựng là
Giả thuyết 2: Kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân có tác động ngược chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Kỳ trả tiền bình quân (APD) là khoảng thời gian trung bình từ khi mua hàng hóa đến khi thanh toán cho người bán, cho phép doanh nghiệp sử dụng vốn tạm thời cho các hoạt động kinh doanh hoặc đầu tư Tuy nhiên, nếu kéo dài thời gian này quá lâu, doanh nghiệp có thể mất uy tín và giảm hiệu quả hoạt động Nghiên cứu trước đây, như của Falope và Ajilore (2009), Quy và Nguyễn (2017), Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên, đã chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa APD và ROA.
(2015) Những cũng có một số nghiên cứu khác tìm thấy mới quan hệ cùng chiều giữa hai biến này như Gul và cộng sự (2013), Gołaś (2020), Hameer và cộng sự
(2021) Trên cơ sở đó, tác giả xây dựng giả thuyết sau:
Giả thuyết 3: Kỳ trả tiền bình quân có tác động ngược chiều hoặc cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) là thời gian từ khi thanh toán nguyên liệu thô đến khi thu tiền từ bán thành phẩm CCC được tính bằng tổng kỳ thu tiền bình quân và luân chuyển hàng tồn kho bình quân, sau đó trừ đi kỳ thanh toán bình quân Rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt giúp thu hồi tiền nhanh hơn, từ đó cải thiện khả năng hoạt động, tạo điều kiện đầu tư vào dự án mới, chi trả lương cho nhân viên và thanh toán nợ.
CCC đã được nhiều tác giả nghiên cứu, bao gồm Falope và Ajilore (2009), Garcia và cộng sự (2011), Gul và cộng sự (2013), Gołaś (2020), Bagh và cộng sự (2016), cùng với Bùi Ngọc Toản (2016) và Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên.
(2015) đưa vào nghiên cứu và tìm ra tác động ngược chiều với ROA Từ đó, giả thuyết được thiết lập như sau:
Giả thuyết 4: Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Quy mô doanh nghiệp (SIZE)
Quy mô công ty, được đo bằng logarit của doanh thu, ảnh hưởng đến khả năng thanh toán và lợi nhuận Các công ty lớn có lợi thế trong việc đàm phán với nhà cung cấp, nhận được chính sách ưu đãi như chiết khấu cao và thời gian thanh toán dài hơn, giúp tối đa hóa lợi nhuận Sản xuất hàng hóa nhiều hơn và mạng lưới kinh doanh rộng rãi cũng làm tăng doanh thu và lợi nhuận Nghiên cứu của Võ Xuân Vinh (2013) chỉ ra mối tương quan dương giữa quy mô doanh nghiệp và khả năng sinh lời, cho thấy doanh nghiệp lớn có khả năng sinh lời cao hơn Nhiều nghiên cứu khác cũng xác nhận tác động tích cực này, củng cố giả thuyết về mối liên hệ giữa quy mô công ty và hiệu quả kinh doanh.
Giả thuyết 5: Quy mô công ty có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Đòn bẩy tài chính (LEV) được xác định bằng tỷ lệ tổng nợ so với tổng tài sản, phản ánh phần trăm nguồn vốn của doanh nghiệp đến từ vay mượn Mức độ đòn bẩy tài chính cao có thể chỉ ra rằng doanh nghiệp đang đối diện với rủi ro thanh toán nợ, ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng và hoạt động của doanh nghiệp Tuy nhiên, nếu được quản lý hợp lý, đòn bẩy tài chính cũng có thể mang lại lợi nhuận cao cho doanh nghiệp.
Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính (LEV) và các chỉ số sinh lợi như ROA, ROE, ROS Cụ thể, Đoàn Việt Hà và Phan Trần Trung Dũng (2021) chỉ ra rằng việc sử dụng đòn bẩy tài chính trong các doanh nghiệp hàng tiêu dùng không chỉ không mang lại hiệu quả mà còn giảm khả năng sinh lợi Do đó, tác giả đã xây dựng giả thuyết thứ 6 liên quan đến vấn đề này.
Giả thuyết 6: Đòn bẩy tài chính có tác động ngược chiều hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Chỉ số khả năng thanh toán ngắn hạn (CR)
Chỉ số này phản ánh tỷ lệ giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn, cho thấy khả năng của doanh nghiệp trong việc sử dụng tài sản ngắn hạn như tiền mặt, khoản phải thu và hàng tồn kho để thanh toán các khoản nợ ngắn hạn Khi hệ số này thấp, điều đó thường biểu thị cho khả năng trả nợ của doanh nghiệp không cao.
DN yếu có thể là dấu hiệu cho thấy khó khăn tài chính trong việc trả nợ Hệ số thanh toán cao cho thấy khả năng thanh toán nợ, nhưng cũng có thể chỉ ra tình trạng ứ đọng hàng hóa hoặc vốn từ khoản phải thu lớn (Trần Tú Uyên, 2018) Nghiên cứu của Hoàng Đức Lê và cộng sự (2021) cho thấy chỉ số thanh toán có tác động ngược chiều với ROA, trong khi nghiên cứu của Võ Xuân Vinh (2013) lại chứng minh tác động cùng chiều.
Từ đó, tác giả xây dựng giả thuyết sau:
Giả thuyết 7: Chỉ số khả năng thanh toán ngắn hạn có tác động ngược chiều hoặc cùng chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Tăng trưởng doanh thu (RG)
KẾT QUẢ VÀ BÌNH LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Giới thiệu chung về doanh nghiệp và quản trị vốn lưu động của các doanh nghiệp thực phẩm - đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Diễn biến của ngành thực phẩm - đồ uống giai đoạn 2013-2022
Trong thập kỷ qua, Việt Nam ghi nhận tốc độ tăng trưởng GDP cao nhất khu vực Đông Nam Á, đạt từ 6-7% mỗi năm, trong đó ngành thực phẩm và đồ uống đóng vai trò quan trọng với sự phát triển ổn định Theo Bộ Công Thương, mức tiêu thụ thực phẩm và đồ uống của người Việt hàng năm đóng góp khoảng 15% cho GDP, khẳng định vị thế mũi nhọn của ngành này trong nền kinh tế.
Biểu đồ 1: Chỉ số tiêu thụ ngành thực phẩm - đồ uống từ 2013 – 2022
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Tổng cục thống kê Biểu đồ 2: Chỉ số sản xuất công nghiệp ngành thực phẩm - đồ uống từ 2013 – 2022
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Tổng cục thống kê
Chỉ số tiêu thụ ngành thực phẩm và đồ uống (%)
Sản xuất chế biến thực phẩm Sản xuất đồ uống
Chỉ số sản xuất công nghiệp ngành thực phẩm - đồ uống (%)
Sản xuất chế biến thực phẩm Sản xuất đồ uống
Từ năm 2011 đến 2015, ngành chế biến lương thực - thực phẩm và đồ uống ghi nhận mức tăng trưởng trung bình hàng năm đạt 16,3%, vượt 1,3% so với mục tiêu đề ra cho giai đoạn 2011-2020 Ngành này chiếm hơn 6% giá trị sản xuất toàn ngành công nghiệp và thu hút khoảng 13,200 lao động, tương đương 8,1% tổng số lao động trong ngành Mặc dù tỷ trọng giảm 0,7% so với giai đoạn trước, giá trị sản xuất công nghiệp vẫn tăng trưởng mạnh, với giá trị ước đạt 1.245 tỷ đồng vào năm 2014, tăng 17,5% so với năm 2013 Năm 2014, sản lượng thịt lợn đông lạnh, bánh kẹo và nước mắm đều ghi nhận mức tăng trưởng ấn tượng Công ty Cổ phần Chế biến nông sản xuất khẩu Nam Định sản xuất gần 23 triệu lít bia, với doanh thu ước đạt trên 211 tỷ đồng, tăng gần 11 tỷ đồng so với năm 2013 Chỉ số tiêu thụ và sản xuất công nghiệp của ngành thực phẩm - đồ uống từ 2013 đến 2015 đều có sự tăng trưởng ổn định, với mức tăng tiêu thụ cao nhất năm 2013 đạt 8,7% cho thực phẩm và 12,9% cho đồ uống Mức tăng trưởng trung bình của cả hai ngành khoảng 7%/năm.
Từ năm 2016 đến 2019, ngành thực phẩm và đồ uống Việt Nam đã trải qua sự tăng trưởng ấn tượng, đặc biệt là vào năm 2017 với mức tiêu thụ cao nhất, đạt 17,8% cho thực phẩm và 17,7% cho đồ uống Tuy nhiên, trong hai năm tiếp theo, tỷ lệ này đã giảm khoảng 6-8% Mặc dù vậy, chỉ số sản xuất vẫn duy trì ổn định với mức tăng trung bình 6-8% mỗi năm Đáng chú ý, trong hai năm 2018 và 2019, sản lượng một số sản phẩm, như thủy hải sản khô, đã tăng gấp ba lần so với năm 2016, trong khi xuất khẩu các sản phẩm từ thịt cũng ghi nhận mức tăng gấp đôi và gấp ba so với năm 2016.
Năm 2016, thị trường thực phẩm và đồ uống Việt Nam đã thu hút sự chú ý của nhiều doanh nghiệp nước ngoài thông qua hàng loạt thương vụ mua bán và sáp nhập quan trọng CJ Group từ Hàn Quốc đã mua 65% cổ phần của Công ty TNHH Thực phẩm Minh Đạt và 47,33% cổ phần của CTCP Chế biến hàng xuất khẩu Cầu Tre Daesang Corp cũng từ Hàn Quốc đã mua 100% cổ phần của CTCP Thực phẩm Đức Việt KKR từ Mỹ đã nắm giữ 7,5% cổ phần của Masan Group, trong khi Earth Chemical từ Nhật Bản mua 100% cổ phần của CTCP Á Mỹ Gia Cuối cùng, Fraser & Neave Ltd từ Singapore đã mua 5,4% cổ phần của CTCP Sữa Việt Nam Vinamilk.
Trong giai đoạn 2020-2021, ngành thực phẩm và đồ uống Việt Nam gặp nhiều thách thức do đại dịch COVID-19, với 91% doanh nghiệp chịu ảnh hưởng nghiêm trọng Người tiêu dùng cắt giảm chi tiêu cho bia, rượu và nước ngọt, chuyển sang mua sắm thực phẩm thiết yếu Mức tiêu thụ ngành đồ uống giảm 6,3% năm 2020 và chỉ tăng 6,2% năm 2021, là mức tăng trưởng thấp nhất kể từ 2013 Doanh thu ngành nước giải khát năm 2020 giảm 17% so với 2019, trong khi doanh nghiệp ngoài nhà nước giảm 19% Ngành thực phẩm cũng chỉ tăng trưởng khoảng 3%/năm, thấp hơn mức trung bình 8% các năm trước Các vấn đề về logistics và phân phối do biện pháp phong tỏa cũng làm đứt gãy chuỗi cung ứng, dẫn đến chỉ số sản xuất ngành đồ uống giảm 5,1% và 4% trong năm 2020 và 2021, trong khi ngành thực phẩm chỉ tăng trưởng 4,5% và 2,8% trong cùng kỳ.
Giai đoạn từ 2022 đến nay, ngành thực phẩm và đồ uống đã có sự tăng trưởng mạnh mẽ sau đại dịch Chỉ số sản xuất công nghiệp của ngành chế biến lương thực thực phẩm năm 2022 tăng 8,8% so với năm 2021 Đặc biệt, ngành đồ uống Việt Nam ghi nhận mức tăng trưởng ấn tượng lên tới 25,1% Bên cạnh đó, chỉ số tiêu thụ của ngành này cũng tăng trưởng mạnh mẽ với mức 28,6% so với năm trước.
Theo Vietnam Report, ngành thực phẩm đã giảm 1,2% do xu hướng tiêu dùng chuyển dịch sang các mặt hàng thiết yếu trong giai đoạn giãn cách xã hội đang hạ nhiệt Nhu cầu về gạo và ngũ cốc dự kiến sẽ giảm, trong khi nhóm sản phẩm không thiết yếu như trà, cà phê, bia rượu và đồ uống có gas sẽ gia tăng, bất chấp giá cả hàng hóa tăng cao Đại dịch đã thúc đẩy sự thay đổi trong các doanh nghiệp, với kênh phân phối chuyển từ truyền thống sang hiện đại, được ưa chuộng bởi giới trẻ Khảo sát cho thấy phần lớn giới trẻ ở các thành phố lớn mua sắm thực phẩm qua siêu thị (98%), online (67%) và cửa hàng tiện lợi (41%) Ngoài ra, phương thức thanh toán cũng đã chuyển từ tiền mặt sang thẻ nội địa, quốc tế, QR và ví điện tử.
Giới thiệu một số DN hàng đầu trong ngành thực phẩm - đồ uống
Công ty cổ phần Sữa Việt Nam (VNM) được thành lập vào năm 1976 và hiện là nhà sản xuất sữa hàng đầu tại Việt Nam, chiếm gần 50% thị phần trong nước Từ khi niêm yết trên sàn HoSE vào năm 2006, VNM đã ghi nhận sự tăng trưởng ổn định Theo Plimsoll, VNM nằm trong Top 40 công ty sản xuất sữa lớn nhất thế giới về doanh thu, trong khi Brand Finance đánh giá thương hiệu này là một trong sáu thương hiệu sữa giá trị nhất toàn cầu, với giá trị thương hiệu đạt 2,8 tỷ USD Đến cuối quý 4 năm 2023, VNM ghi nhận doanh thu 15.630 tỷ đồng và lợi nhuận sau thuế 2.351 tỷ đồng, tương ứng với mức tăng 3,6% và 25,8% so với cùng kỳ năm trước.
Công ty cổ phần Tập đoàn Masan (MSN), thành lập năm 1996, luôn nằm trong TOP doanh nghiệp hàng đầu ngành thực phẩm với sự tăng trưởng ổn định qua các năm Masan không ngừng đầu tư và nâng cấp hệ thống chế biến cũng như các nhà máy để tăng công suất Danh mục sản phẩm đa dạng của Masan, từ gia vị, mì ăn liền, thịt chế biến đến đồ uống như nước tăng lực, thu hút lượng lớn khách hàng Hơn nữa, mạng lưới bán lẻ rộng khắp giúp Masan có lợi thế cạnh tranh mạnh mẽ, chiếm 24% thị phần bán lẻ.
42 toàn quốc Vào năm 2023, Masan ghi nhận doanh thu đạt 30.054 tỉ đồng, tăng 2,3% so với năm trước, và 7.653 tỉ đồng trong quý cuối, tăng 3%
Công ty cổ phần Tập đoàn KIDO (KDC), được thành lập năm 1993 với tên gọi trước đây là CTCP Kinh Đô, là một trong những thương hiệu hàng đầu Việt Nam trong lĩnh vực sản xuất bánh kẹo, snack, bánh bông lan, bánh mì tươi và dầu ăn Hiện nay, KIDO chiếm hơn 30% thị phần trong mảng bánh kẹo và hơn 70% thị phần bánh trung thu Tuy nhiên, trong quý IV năm 2023, KIDO ghi nhận mức lỗ 544 tỷ đồng, trái ngược với mức lãi 5 tỷ đồng trong cùng kỳ năm trước.
Công ty Cổ phần Bia Rượu – Nước Giải Khát – Sài Gòn (SAB), hay còn gọi là Sabeco, được thành lập vào năm 1977 từ Nhà máy Bia Sài Gòn và hiện đang là một trong những doanh nghiệp hàng đầu trong ngành đồ uống Sabeco chiếm 40% thị phần nội địa và đã mở rộng xuất khẩu sang gần 20 quốc gia Trong năm 2023, công ty ghi nhận doanh thu thuần đạt 30.461 tỷ đồng và lợi nhuận sau thuế là 4.255 tỷ đồng, tương ứng với mức giảm 13% và 23% so với năm trước.
Triển vọng ngành sản xuất thực phẩm – đồ uống
Trong năm 2023, thu nhập bình quân đầu người của Việt Nam đạt 4,284 USD, tăng 160 USD so với năm trước Dự báo từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) cho thấy Việt Nam sẽ tiếp tục có giai đoạn tăng trưởng ấn tượng trong 5 năm tới, thúc đẩy sự phát triển của ngành thực phẩm và đồ uống Sự gia tăng thu nhập sẽ dẫn đến tăng chi tiêu hộ gia đình trong giai đoạn 2022 – 2025, với nhu cầu tiêu dùng sản phẩm thiết yếu như thực phẩm và đồ uống ngày càng cao, tạo đà cho sự tăng trưởng của ngành này.
Doanh thu thị trường ngành F&B Việt Nam dự báo sẽ tiếp tục tăng trưởng, đạt hơn 655 nghìn tỷ đồng vào năm 2024 Theo Euromonitor, giá trị thị trường F&B năm 2024 sẽ tăng 10,92% so với năm 2023 Đồng thời, số lượng chuỗi cửa hàng F&B tại Việt Nam dự kiến sẽ chiếm hơn 6% thị phần vào năm 2027.
43 vụ F&B tăng sẽ góp phần thúc đẩy các DN sản xuất, chế biến, thực phẩm đồ uống mở rộng kinh doanh phát triển
3.1.2 Thực trạng quản trị vốn lưu động và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống niêm yết trên TTCK Việt Nam
Quản lý các khoảng phải thu
Biểu đồ 3: Khoản phải thu bình quân (tỷ) và tỷ trọng khoản phải thu trên tổng tài sản (%) 80 DN thực phẩm – đồ uống giai đoạn 2013-2022
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Biểu đồ cho thấy khoản phải thu bình quân và tỷ lệ khoản phải thu trên tổng tài sản của các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống đã tăng liên tục qua các năm Khoản phải thu bình quân khởi đầu từ 311 tỷ đồng vào năm 2013, đạt đỉnh trên 1000 tỷ đồng vào năm 2022 Tỷ trọng khoản phải thu trên tổng tài sản cũng có xu hướng tương tự, từ 11,42% năm 2013, duy trì ổn định quanh 11,5% trong 6 năm tiếp theo, trước khi tăng lên 13,09% vào năm 2021 và đạt 17% vào năm 2022 Sự tăng trưởng này chủ yếu do doanh thu của doanh nghiệp tăng trưởng ổn định, trong khi tổng tài sản tăng ít hơn hoặc giữ ổn định Theo Tổng cục thống kê, doanh thu thuần sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp trong ngành này đã tăng từ 982 nghìn tỷ đồng (năm 2015) lên gần 1500 nghìn tỷ đồng, cho thấy ngành thực phẩm ít bị ảnh hưởng bởi đại dịch.
Khoản phải thu bình quân (tỷ) và tỷ trọng khoản phải thu trên tổng tài sản (%)
Khoản phải thu bình quân Khoản phải thu trên tổng tài sản
Trong giai đoạn xã hội giãn cách từ 2020 đến 2022, nhu cầu tiêu thụ thực phẩm thiết yếu gia tăng, buộc các doanh nghiệp (DN) phải điều chỉnh chính sách tín dụng, như kéo dài thời hạn thanh toán và giảm yêu cầu thanh toán trước để hỗ trợ khách hàng trong khó khăn do đại dịch Sự suy thoái kinh tế và khó khăn tài chính đã dẫn đến việc trì hoãn thanh toán nợ, làm tăng khoản phải thu Vinamilk đã nhanh chóng tận dụng cơ hội tại các thị trường xuất khẩu và triển khai chính sách hỗ trợ đối tác, giúp doanh số xuất khẩu và đơn hàng mới gia tăng ngay cả trong bối cảnh COVID-19 Mặc dù khoản phải thu của công ty tăng lên, các DN thực phẩm và đồ uống vẫn giữ ổn định tỷ lệ phải thu trên tổng tài sản ở mức khoảng 11,5% trong bảy năm đầu, nhưng tỷ lệ này đã tăng lên trong ba năm tiếp theo do ảnh hưởng của đại dịch.
Quản lý các khoản phải trả
Biểu đồ 4: Khoản phải trả bình quân (tỷ) và tỷ trọng khoản phải trả trên tổng tài sản (%) 80 DN thực phẩm – đồ uống giai đoạn 2013-2022
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Khoản phải trả bình quân (tỷ) và tỷ trọng khoản phải trả trên tổng tài sản (%)
Khoản phải trả bình quân Tỷ trọng khoản phải trả trên tổng tài sản
Kết quả nghiên cứu tác động của quản trị vốn lưu động đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2013 - 2022
3.2.1 Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Bảng 3: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Variable Obs Mean Std.dev Min Max
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Stata 17
Bảng dữ liệu bao gồm 9 biến, trong đó có 1 biến phụ thuộc, 4 biến độc lập và 4 biến kiểm soát, với mỗi biến có 800 quan sát Biến phụ thuộc ROA đạt giá trị trung bình 7,02%, trong khi GTLN là 0,7836998 (CTCP Tập đoàn KIDO năm 2015) và GTNN là -0,3536441 (CTCP Chế biến Thủy sản xuất khẩu Ngô Quyền năm 2020), với độ lệch chuẩn là 8,59%.
Biến độc lập ARD có giá trị trung bình là 62.36117 ngày, với giá trị lớn nhất (GTLN) đạt 1126.479 ngày (CTCP Hoàng Anh Gia Lai năm 2021) và giá trị nhỏ nhất (GTNN) là 0.2391 ngày (CTCP Thương mại Bia Hà Nội năm 2015) Độ lệch chuẩn của biến này là 92.12105 ngày.
Biến độc lập AID có giá trị trung bình là 90.79428 ngày, với giá trị lớn nhất (GTLN) là 1206.45 ngày từ CTCP Đầu tư Thương mại Thủy sản năm 2022, và giá trị nhỏ nhất (GTNN) là 0.4732838 ngày từ CTCP Thương mại Bia Hà Nội năm 2017 Độ lệch chuẩn của biến này là 114.7421 ngày.
Biến độc lập APD có giá trị trung bình là 174.3873 ngày, với giá trị lớn nhất là 2545.5 ngày (CTCP Hoàng Anh Gia Lai năm 2021) và giá trị nhỏ nhất là 10.17515 ngày (CTCP Thương mại Bia Sài Gòn Sông Tiền năm 2019), cùng với độ lệch chuẩn là 196.0889 ngày Trung bình, các doanh nghiệp mất 62 ngày để thu tiền, 90 ngày để bán hàng tồn kho và 174 ngày để thanh toán cho nhà cung cấp Kỳ trả tiền bình quân lớn hơn nhiều so với kỳ thu tiền và kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân, cho thấy các doanh nghiệp có thể đang thắt chặt chính sách tín dụng và chiếm dụng vốn của khách hàng.
Biến độc lập CCC có giá trị trung bình là -21.23189 ngày, cho thấy doanh nghiệp có khả năng thu hồi vốn từ khách hàng trước khi thanh toán cho nhà cung cấp, điều này thường xảy ra trong các ngành có sức mạnh đàm phán lớn Một ví dụ là CTCP Tập đoàn Masan với chu kỳ luân chuyển tiền mặt trung bình khoảng -172 ngày CCC âm cho thấy công ty quản lý dòng tiền hiệu quả, giảm nhu cầu vay nợ và có khả năng tái đầu tư hoặc trả nợ Tuy nhiên, cần phân tích cẩn thận để tránh áp dụng chính sách quá nghiêm ngặt với nhà cung cấp hoặc gây áp lực lên khách hàng, ảnh hưởng đến mối quan hệ lâu dài và uy tín Biến kiểm soát SIZE có giá trị trung bình 27.64129 ngày, với GTLN là 32.11548 và GTNN là 23.56236.
Biến kiểm soát LEV có giá trị trung bình 0.4838696 ngày, với giá trị lớn nhất (GTLN) đạt 1.16782 từ CTCP Chế biến Thủy sản xuất khẩu Ngô Quyền năm 2020, và giá trị nhỏ nhất (GTNN) là 0.0336223 từ CTCP Thủy sản Mekong năm 2021 Độ lệch chuẩn của biến này là 0.1996859.
Biến kiểm soát CR có giá trị trung bình là 0.1173866 với GTLN là 29.40705 (CTCP Thủy sản Mekong năm 2021) và GTNN là 0.1632766 (CTCP Bia Hà Nội) Độ lệch chuẩn là 1.828803
Biến kiểm soát RG có giá trị trung bình là 0.1173866, với giá trị lớn nhất (GTLN) đạt 8.771225 trong năm 2021 của CTCP Chế biến Thủy sản xuất khẩu Ngô Quyền, trong khi giá trị nhỏ nhất (GTNN) là -0.8647684 trong năm 2020 Độ lệch chuẩn của biến này là 0.5466715.
3.2.2 Phân tích hệ số tương quan
Bảng 4: Hệ số tương quan Pearson
ROA ARD AID APD CCC SIZE LEV CR RG ROA 1.0000
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Stata 17
Bảng trên chỉ ra rằng ROA có mối tương quan âm với các biến độc lập như ARD (-0.2062), AID (-0.2709), APD (-0.2640) và biến kiểm soát LEV (-0.4062) Ngược lại, ROA có mối tương quan dương với biến độc lập CCC (0.0139) và biến kiểm soát SIZE (0.3557).
Hệ số tương quan giữa CR (0.0796) và RG (0.0234) cho thấy sự phân chia sử dụng 4 mô hình nghiên cứu là hợp lý, nhằm giảm thiểu hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số tương quan cao giữa các biến độc lập Cụ thể, hệ số tương quan giữa APD và ARD là 0.7915, trong khi APD và AID có hệ số tương quan là 0.5648.
3.2.3 Kiểm định các khuyết tật của mô hình
Bảng 5: Hệ số phóng đại phương sai VIF của 4 mô hình
Biến Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Stata 17
Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong các mô hình nghiên cứu được thể hiện qua Bảng 5 Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong các mô hình đều tương đối thấp, với tất cả các giá trị đều nhỏ hơn 2 Cụ thể, giá trị trung bình VIF của 4 mô hình lần lượt là 1.15, 1.20, 1.19 và 1.22, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong cả 4 mô hình.
Bảng 6: Kiểm định phương sai sai số thay đổi và tự tương quan của 4 mô hình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 White’s test chi2(20) 69.12 68.29 63.17 71.18
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Stata 17
Kiểm định White được sử dụng để phát hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi, với giả thuyết H0 rằng phương sai sai số bằng nhau Bảng 6 cho thấy P-value của 4 mô hình đều là 0.0000, nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ bác bỏ H0 và chấp nhận H1, cho thấy cả 4 mô hình đều có hiện tượng phương sai sai số thay đổi Tương tự, kiểm định Wooldridge được áp dụng để phát hiện hiện tượng tự tương quan, với giả thuyết H0 rằng mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Kết quả cho thấy giá trị P-value của mô hình 1 và 3 là 0.0004, trong khi mô hình 2 và 4 có giá trị P-value là 0.0003 Cả hai giá trị này đều nhỏ hơn 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 và khẳng định rằng cả bốn mô hình đều xuất hiện hiện tượng tự tương quan.
3.2.4 Kết quả hồi quy và lựa chọn mô hình
Bảng 7: Kết quả lựa chọn mô hình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Chọn FEM FEM FEM FEM
Giá trị thống kê chi2(5) 10.81 7.28 10.62 5.85
Chọn REM REM REM REM
Breusch Pagan LM (OLS & REM)
Giá trị thống kê chibar2(01) 412.85 434.18 411.62 467.96
Chọn REM REM REM REM
Kết quả lựa chọn mô hình: REM
Để chọn mô hình phù hợp nhất, tác giả đã thực hiện hồi quy với các mô hình bình phương nhỏ nhất Pooled OLS, mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Các kiểm định F, Hausman và Breusch-Pagan LM được sử dụng để xác định mô hình hồi quy tối ưu Kết quả kiểm định F cho thấy P-value bằng 0.0000, nhỏ hơn 0.05 ở cả 4 mô hình nghiên cứu, dẫn đến kết luận bác bỏ giả thuyết không.
Mô hình được lựa chọn là REM sau khi thực hiện kiểm định Hausman, với P-value của 4 mô hình lần lượt là 0.0552, 0.2009, 0.0594, và 0.3215, đều lớn hơn 0.05, cho thấy mô hình REM thích hợp hơn mô hình FEM Thêm vào đó, kết quả P-value của kiểm định Breusch Pagan LM bằng 0.0000, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0, xác nhận rằng mô hình REM là lựa chọn tốt hơn so với mô hình OLS.
Sau khi lựa chọn mô hình, tác giả tiến hành kiểm định để xác định xem mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan hay không Kết quả kiểm định Breusch and Pagan LM cho thấy P-value của cả 4 mô hình là 0.0000, nhỏ hơn 0.05, bác bỏ giả thuyết H0 và cho thấy mô hình REM có hiện tượng phương sai sai số thay đổi Kiểm định Wooldridge cũng cho kết quả P-value nhỏ hơn 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy mô hình REM tồn tại hiện tượng tự tương quan Do đó, mô hình REM gặp phải hai khuyết tật này, khiến cho phương pháp trở nên không đáng tin cậy.
55 pháp FGLS để khắc phục các khuyết tật từ mô hình trên và được kết quả hồi quy như bảng dưới đây:
Bảng 8: Kết quả hồi quy mô hình FGLS với biến phụ thuộc ROA
Biến Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 ARD -0.0000645***
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Stata 17
Bình luận kết quả nghiên cứu
Dựa trên kết quả nghiên cứu, phương pháp ước lượng FGLS được xác định là phương pháp tối ưu nhất, do đó nhóm tác giả sẽ tiến hành đánh giá dựa trên kết quả thu được từ phương pháp này.
Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu tiền bình quân và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với độ tin cậy 99%, chấp nhận giả thuyết 1 Việc rút ngắn kỳ thu tiền bình quân sẽ nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, phù hợp với kỳ vọng của tác giả Nghiên cứu của Lê Thị Minh Nguyễn (2017) cũng chỉ ra tác động tiêu cực của biến ARD đối với ROA ở mức ý nghĩa 1%, kết luận rằng số ngày phải thu ngắn hơn sẽ tăng cường hiệu quả hoạt động và giá trị công ty Trong khi đó, Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga phát hiện mối quan hệ tiêu cực giữa hai biến này với mức ý nghĩa 10% trong nghiên cứu các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng tại Việt Nam Nhiều nghiên cứu khác như của Falope và Ajilore (2009), Hassan và cộng sự (2017), Hameer và cộng sự (2021), Trần Tú Uyên (2018), Quy và Nguyễn (2017), Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên (2015) cũng đạt được kết luận tương tự.
Hà và Phan Trần Trung Dũng (2021) nhấn mạnh rằng việc giảm số ngày thu tiền từ khách hàng giúp doanh nghiệp có thêm nguồn lực để cải tiến quy trình sản xuất và hoạt động bán hàng, từ đó giảm chi phí và nâng cao tỷ suất sinh lời Ngược lại, nếu doanh nghiệp không thực hiện các biện pháp thu hồi nợ kịp thời, thời gian trả chậm kéo dài sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến dòng tiền, đặc biệt là ở các doanh nghiệp thực phẩm niêm yết, dẫn đến việc chiếm dụng vốn và khả năng không thu hồi được nợ, làm giảm khả năng sinh lợi.
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho (HTK) bình quân có tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động (HQHĐ) của doanh nghiệp với độ tin cậy 99%, dẫn đến việc chấp nhận giả thuyết 2 Cụ thể, thời gian luân chuyển HTK càng ngắn thì HQHĐ của doanh nghiệp càng được cải thiện Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của tác giả và các nghiên cứu trước đây như Falope.
Ajilore (2009), Gul và cộng sự (2013), Bagh và cộng sự (2016), Quy và Nguyễn
Nghiên cứu của Trần Tú Uyên (2018) cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân và khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành thực phẩm, với hệ số hồi quy -0.00012 và P-value 0.028, đạt mức ý nghĩa 5% Do đặc thù ngành thực phẩm và đồ uống với nguyên liệu và sản phẩm có hạn sử dụng ngắn, các công ty cần chú trọng vào việc tăng tốc độ vòng quay hàng tồn kho, từ đó giảm thời gian tồn kho Việc giảm thời gian tồn kho sẽ giúp giảm thiểu chi phí lưu kho và lưu bãi.
Việc giảm thiểu hư hỏng hoặc hư hại sản phẩm không chỉ giúp các doanh nghiệp (DN) bảo vệ chất lượng thành phẩm mà còn ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận ròng và khả năng sinh lời của họ.
Kết quả hồi quy của mô hình 3 phù hợp với kỳ vọng của tác giả, đồng thời ủng hộ giả thuyết 3 Mức ý nghĩa 10% cho thấy rằng kỳ trả tiền bình quân có tác động ngược chiều đối với hiệu quả hoạt động.
Nghiên cứu của Falope và Ajilore (2009), Quy và Nguyễn (2017), cùng Tô Thị Thanh Trúc và Nguyễn Đình Thiên (2015) cho thấy rằng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (HQHĐ) sẽ được cải thiện khi thời gian thanh toán cho nhà cung cấp được rút ngắn Phân tích thực trạng chỉ ra rằng các khoản phải trả của doanh nghiệp thực phẩm – đồ uống chiếm tới 50% tổng tài sản, do đó, việc kéo dài thời gian trả tiền sẽ dẫn đến chi phí lãi suất tín dụng thương mại cao Việc trả thêm lãi suất này trở nên tốn kém hơn so với lợi ích từ việc chiếm dụng vốn của nhà cung ứng Do đó, các doanh nghiệp sẽ sử dụng tiền nhàn rỗi để thanh toán ngay các khoản phải trả, giúp giảm chi phí lãi và tăng lợi nhuận ròng, qua đó cải thiện tỷ suất sinh lời Hơn nữa, việc trì hoãn thanh toán có thể gây ảnh hưởng tiêu cực đến danh tiếng của các công ty thực phẩm – đồ uống, dẫn đến mất niềm tin từ khách hàng và nhà cung ứng Vì vậy, các doanh nghiệp lớn trong ngành này sẽ cố gắng rút ngắn thời gian thanh toán để tránh những rủi ro này, mặc dù kết quả này lại trái ngược với một số nghiên cứu như của Lazaridis và Tryfonnidis (2006) và Mathuva.
Nghiên cứu của Gołaś (2020) chỉ ra rằng có mối quan hệ tích cực giữa kỳ trả tiền bình quân và tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của các công ty sữa tại Ba Lan, với hệ số hồi quy đạt 0.037 và giá trị P-value là 0.023.
Kết quả hồi quy từ mô hình 4 xác nhận kỳ vọng của tác giả và hỗ trợ giả thuyết 4 rằng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có ảnh hưởng ngược chiều đến hiệu quả hoạt động.
Độ tin cậy của DN đạt 90%, tương đồng với các nghiên cứu trước đây như của Falope và Ajilore (2009), Garcia và cộng sự (2011), cũng như Gul và cộng sự (2013) và Gołaś.
Các công ty có chu kỳ chuyển đổi tiền mặt ngắn sẽ đầu tư ít hơn vào vốn lưu động, dẫn đến chi phí tài trợ thấp hơn Thời gian thu tiền mặt nhanh hơn không chỉ cải thiện khả năng hoạt động mà còn tạo điều kiện cho việc đầu tư vào dự án mới và tăng doanh thu Khi doanh thu tăng và chi phí giảm, lợi nhuận của doanh nghiệp sẽ được thúc đẩy Vì vậy, để nâng cao hiệu quả hoạt động, các doanh nghiệp trong ngành thực phẩm và đồ uống cần rút ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt bằng cách giảm kỳ thu tiền và tối ưu hóa luân chuyển hàng tồn kho.
Nghiên cứu cho thấy quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động, với giả thuyết 5 được chấp nhận ở mức ý nghĩa 1% Sự gia tăng quy mô doanh nghiệp sẽ cải thiện hiệu quả hoạt động, vì các doanh nghiệp lớn có lợi thế trong việc đàm phán giá cả và điều khoản hợp đồng, cũng như thu hút nguồn vốn lớn hơn Điều này giúp họ nâng cao lợi nhuận Hơn nữa, doanh nghiệp quy mô lớn có khả năng khai thác nguồn lực và tài nguyên hiệu quả hơn, cải tiến quy trình sản xuất, quản lý và tiếp thị, từ đó giảm chi phí Việc mở rộng quy mô cũng cho phép họ đa dạng hóa hoạt động kinh doanh, giảm thiểu rủi ro phụ thuộc vào một ngành hoặc sản phẩm duy nhất Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Falope và Ajilore (2009), Garcia và cộng sự (2011), Bùi Ngọc Mai Phương (2022), và Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018).
Kết quả hồi quy xác nhận giả thuyết 6, cho thấy đòn bẩy tài chính tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động kinh doanh (HQHĐ) của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1% Hệ số âm chỉ ra rằng, khi doanh nghiệp vay vốn đầu tư kinh doanh nhiều hơn, chi phí lãi vay sẽ tăng cao, dẫn đến rủi ro mất khả năng thanh toán gia tăng và ảnh hưởng tiêu cực đến HQKD Nhiều nghiên cứu trước đây cũng đã chỉ ra mối quan hệ ngược giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
59 chiều này như Falope và Ajilore (2009), Garcia và cộng sự (2011), Gul và cộng sự
(2013), Bùi Thu Hiền và Nguyễn Hoài Nam (2015), Bùi Ngọc Toản (2016), Đoàn Việt Hà và Phan Trần Trung Dũng (2021), Võ Xuân Vinh (2013)
Kết quả hồi quy cho thấy chỉ số khả năng thanh toán ngắn hạn có tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, đặc biệt trong ngành thực phẩm – đồ uống Nếu chỉ số này quá cao, điều đó cho thấy doanh nghiệp đang nắm giữ lượng lớn tài sản ngắn hạn như tiền mặt hoặc hàng tồn kho, điều này không lý tưởng do hàng tồn kho dễ bị hư hỏng, làm tăng rủi ro lãng phí và mất giá Hơn nữa, việc giữ tiền mặt dư thừa có thể hạn chế khả năng đầu tư vào các cơ hội phát triển mới Các nghiên cứu trước đây của Raheman và Nasr (2007), Garcia và cộng sự (2011), Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014), Trần Tú Uyên (2018), và Quy và Nguyễn cũng đã đưa ra những kết luận tương tự.
GIẢI PHÁP VÀ KHUYẾN NGHỊ
Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo
Bên cạnh những đóng góp, nghiên cứu này cũng có một số hạn chế nhất định
Mẫu nghiên cứu gồm 80 doanh nghiệp trong lĩnh vực thực phẩm và đồ uống, được thực hiện trong khoảng thời gian 10 năm từ 2013 đến 2022, tuy nhiên, thông tin chưa được cập nhật mới nhất do có nhiều yếu tố thay đổi.
Do DN chưa có dữ liệu trong năm 2023, tác giả đã quyết định loại bỏ năm này khỏi nghiên cứu Trong các nghiên cứu tiếp theo, có thể mở rộng phạm vi nghiên cứu bằng cách kéo dài thời gian hoặc áp dụng cho các ngành khác, thậm chí là toàn bộ các DN niêm yết.
Bài nghiên cứu hiện tại chưa xem xét một số chỉ tiêu quan trọng như ROE, ROS, GOP và các biến kiểm soát có thể ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động, chẳng hạn như tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát Do đó, trong các nghiên cứu tiếp theo, tác giả có thể cân nhắc thay đổi hoặc bổ sung thêm các biến mới để nâng cao tính chính xác và toàn diện của kết quả.
Trong chương 4, tác giả trình bày các khuyến nghị về quản lý vốn lưu động nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thực phẩm và đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam Những khuyến nghị này được xây dựng dựa trên kết quả nghiên cứu và tập trung vào các phương pháp cụ thể để cải thiện hiệu suất tài chính.
DN thực phẩm – đồ uống cần quản lý hiệu quả hàng tồn kho, khoản phải thu và khoản phải trả Bên cạnh đó, tác giả cũng nêu rõ những hạn chế của nghiên cứu này và đề xuất giải pháp cho các nghiên cứu trong tương lai.