Tác động của đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Việt Nam

TÁC ĐỘNG CỦA ĐẶC ĐIỂM QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐẾN CHU KỲ
LUÂN CHUYỂN TIỀN MẶT CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN
SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Từ Đức Xuân
Võ Văn Dứt
Khoa Kinh tế, Trường Đại học Cần Thơ
Tóm tắt
Bài viết này nghiên cứu tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ
luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết trên thị trường giao dịch chứng khoán Việt
Nam. Dựa vào Lý thuyết đại diện và Lý thuyết quản lý, nghiên cứu giả thuyết rằng quy
mô hội đồng quản trị, thành viên độc lập, quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ, thâm niên
CEO và CEO kiêm nhiệm có mối quan hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt.
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ 270 công ty niêm yết trên 2 Sở giao dịch chứng khoán
là HOSE và HNX. Kết quả cho thấy, quy mô hội đồng quản trị và quy mơ ủy ban kiểm
tốn nội bộ có mối quan hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, trong khi đó
thành viên độc lập có mối quan hệ thuận chiều. Nghiên cứu khơng tìm thấy tác động của
thâm niên CEO và CEO kiêm nhiệm đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt.
Từ khóa: chu kỳ luân chuyển tiền mặt, HOSE, HNX, quản trị công ty.
1. Đặt vấn đề
Trong hoạt động sản xuất kinh doanh thì mục tiêu đầu tiên của các cơng ty chính là
lợi nhuận, bởi vì lợi nhuận là nhân tố quyết định sự tồn tại và phát triển của các cơng ty.
Để các cơng ty có thể hoạt động một cách trơn tru và mang lại hiệu quả địi hỏi phải có
một cơ cấu quản trị hợp lý với những quyết định đúng đắn. Ngoài ra, các cơng ty cịn
phải có các chiến lược tài chính hiệu quả, đặc biệt là chiến lược quản trị vốn luân chuyển
như thế nào để duy trì hoạt động liên tục, đảm bảo khả năng thanh khoản và gia tăng khả
năng sinh lợi vẫn là vấn đề cần được ưu tiên hàng đầu của các công ty. Một cơ cấu quản
trị hiệu quả kết hợp với các quyết định quản trị tài chính hiệu quả về quản trị vốn luân
chuyển phù hợp sẽ dẫn dắt công ty đi đến những thành cơng cũng như tối đa hóa lợi ích
cho chủ cơng ty, ngược lại một quyết định sai lầm về quản trị vốn luân chuyển sẽ khiến
công ty trả giá rất đắt, thậm chí có thể bị phá sản hay phải bán các tài sản của mình để cơ
cấu lại hoạt động. Do đó, việc xác định xu hướng tác động của đặc điểm quản trị công ty

đến việc quản lý vốn luân chuyển, đặc biệt là chu kỳ luân chuyển tiền mặt là vấn đề rất
quan trọng để các công ty có thể xác định hướng đi tương lai trong bối cạnh tồn cầu hóa
như hiện nay.
Ở Việt Nam, đã có những nghiên cứu về quản trị cơng ty, tuy nhiên các nghiên cứu
này chủ yếu tập trung vào phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố quản trị công ty và hiệu
quả hoạt động (Vo & Phan, 2013a, b, c, d; Vo & Nguyen, 2014), cơ cấu vốn (Do & Wu,

191


2013) mà chưa xem xét đến mối quan hệ giữa quản trị công ty và vốn luân chuyển. Hơn
nữa đã có nhiều nghiên cứu ở Việt Nam chứng minh rằng chu kỳ luân chuyển tiền mặt và
lợi nhuận có mối quan hệ nghịch chiều tại các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng
khoán ở Việt Nam (Huynh & Su, 2010; Từ Thị im Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên,
2014; Phan Thị Hằng Nga, 2015). Điều này cho thấy các cơng ty có thể thơng qua việc
quản lý hiệu quả chu kỳ luân chuyển tiền mặt để gia tăng thêm lợi nhuận. Do đó, nghiên
cứu này được thực hiện để xem xét tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến việc
quản lý vốn luân chuyển, cụ thể là chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Thông qua kết quả
nghiên cứu này, các công ty, nhà doanh nghiệp sẽ có thêm cơ sở để đưa ra các quyết định
kinh doanh trong thời gian sắp tới.
2. Lý thuyết và mơ hình nghiên cứu
Tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của
các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có thể được giải thích thơng
qua 2 lý thuyết là Lý thuyết đại diện của Jensen & Meckling (1976) và Lý thuyết quản lý
của Donaldson & Davis (1991). Theo Lý thuyết đại diện, các vấn đề đại diện phát sinh là
do HĐQT và CE trong quá trình xây dựng và thực hiện các chiến lược, kế hoạch hoạt
động thì HĐQT và CE có thể sẽ can thiệp vào việc quản lý các thành phần của chu kỳ
luân chuyển tiền mặt nhằm đặt được các mục đích cá nhân, từ đó kéo dài chu kỳ luân
chuyển tiền mặt dẫn đến làm tăng rủi ro thanh khoản và giảm đi các cơ hội tái đầu tư của
công ty.

Trái ngược với quan điểm của Lý thuyết đại diện, việc xây dựng và thực hiện các
chiến lược, kế hoạch hoạt động làm rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt thì phù hợp với
quan điểm của Lý thuyết quản lý rằng lợi ích của các thành viên HĐQT và CE trong
trường hợp này thì thống nhất với lợi ích của cơng ty, do đó họ sẽ tìm cách đưa ra các
chiến lược, kế hoạch hoạt động nhằm rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt nhằm giảm
rủi ro thanh khoản, gia tăng cơ hội tái đầu tư để tối đa hóa lợi nhuận của công ty. Trong
trường hợp của nghiên cứu này thì HĐQT và CE với vai trị là người quản lý cơng ty sẽ
tìm cách để quản lý hiệu quả chu kỳ luân chuyển tiền mặt của công ty để tối đa hóa lợi
nhuận cho cơng ty và cũng là để tối đa hóa lợi ích cho bản thân.
Quy mơ hội đồng quản trị và chu kỳ luân chuyển tiền mặt
Hội đồng quản trị là cơ quan cao nhất của một công ty chịu trách nhiệm quản lý
hoạt động của cơng ty. Hội đồng quản trị đóng một vai trị quan trọng trong việc quyết
định và đề ra các chính sách tối ưu cho cơng ty. ỳ thu tiền bình qn, kỳ ln chuyển
hàng tồn kho, kỳ thanh tốn bình quân là những thành phần của chu kỳ luân chuyển tiền
mặt bị ảnh hưởng bởi các quyết định và chính sách của HĐQT. Theo Lý thuyết đại diện,
vai trị chính của HĐQT là kỷ luật và giám sát (Pieper & cộng sự, 2008). Do đó, quy mơ
HĐQT lớn sẽ có nhiều thành viên chịu trách nhiệm giám sát, chỉ đạo các nhà quản lý
hơn, qua đó giúp cơng ty giảm thiểu các vấn đề đại diện và chi phí đại diện. Ngồi ra,
một HĐQT có quy mơ lớn thì sẽ cung cấp nhiều nguồn lực, thông tin cần thiết để HĐQT
192


có thể đưa ra các quyết định có hiệu quả. Ngược lại, Lý thuyết quản lý thì cho rằng quy
mơ HĐQT lớn có tác động tiêu cực đến hoạt động của cơng ty, lập luận này được giải
thích quy mơ HĐQT lớn thì các nhà quản lý sẽ phải chịu nhiều sự giám sát và kiểm soát
hơn, điều này sẽ hạn chế thẩm quyền và sự tự do của các nhà quản lý trong việc thực hiện
các công việc của mình, từ đó ảnh hưởng đến kết quả hoạt động công ty. Thực tế một số
nghiên cứu gần đây đã chứng minh lập luận của Lý thuyết đại diện về mối quan hệ giữa
quy mô HĐQT và chu kỳ luân chuyển tiền mặt là phù hợp với nghiên cứu này như
nghiên cứu của zam (2016) đã chứng minh có mối quan hệ nghịch chiều giữa quy mô

HĐQT và chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Do đó, nghiên cứu đưa ra giả thuyết như sau:
Giả thuyết 1: Quy mô hội đồng quản trị lớn có tác động nghịch chiều với chu kỳ
luân chuyển tiền mặt.
Thành viên độc lập và chu kỳ luân chuyển tiền mặt
Thành viên độc lập trong HĐQT có vai trò quan trọng trong việc giám sát hoạt động
của ban điều hành và cố vấn chiến lược, hỗ trợ kinh nghiệm cho ban điều hành của công
ty. Cả hai vai trị này đều góp phần cải thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt cả trong Lý
thuyết đại diện và Lý thuyết quản lý. Theo Lý thuyết đại diện thì thành viên độc lập có
vai trị giám sát hành vi của đội ngũ quản lý để đối phó với các vấn đề đại diện và giảm
chi phí đại diện trong việc quản lý các thành phần của chu kỳ luân chuyển tiền mặt, qua
đó rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Theo Lý thuyết quản lý thì thành viên độc lập
trong trường hợp này chủ yếu là đóng vai trò tư vấn, hỗ trợ cho các nhà quản lý và
HĐQT trong việc ra quyết định. Thành viên độc lập trong trường hợp này sẽ cung cấp
thông tin, đưa ra các lời khuyên hữu ích cho các nhà quản lý góp phần cải thiện chu kỳ
luân chuyển tiền mặt của công ty. Nghiên cứu của Fish & Slezak (2008), La ili & éghal
(2010) đã phát hiện tỷ lệ phần trăm của các thành viên độc lập trong cơ cấu HĐQT có
ảnh hưởng tích cực đến tình hình tài chính của công ty. Gần đây, nghiên cứu của
bradovich và cộng sự (2014) đã chứng minh được sự hiện diện của các thành viên độc
lập trong HĐQT có tác động nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công
ty sản xuất tại Mỹ. Từ những lập luận trên, nghiên cứu này đề nghị giả thuyết như sau:
Giả thuyết 2: Thành viên độc lập trong hội đồng quản trị có tác động nghịch chiều
với chu kỳ luân chuyển tiền mặt.
Quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ và chu kỳ luân chuyển tiền mặt
Uỷ ban kiểm toán nội bộ là một trong những yếu tố quan trọng của quản trị công ty.
Theo Saad (2010), HĐQT cần phải thành lập một ủy ban kiểm tốn nội bộ để giám sát
q trình kế toán, báo cáo và kiểm toán báo cáo tài chính nhằm hạn chế các vấn đề đại
diện, bởi vì vai trị của ủy ban kiểm tốn nội bộ là thay mặt các cổ đông trong việc theo
dõi và kiểm sốt các nguồn lực của cơng ty. Tuy nhiên để làm được điều này thì ủy ban
kiểm tốn nội bộ phải duy trì được sự độc lập của mình. Coleman (2007) cho thấy rằng
các ủy ban kiểm toán nội bộ phải có một kích thước tối thiểu là ba thành viên để tăng

cường sự độc lập. Theo Lý thuyết đại diện, quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ sẽ giúp cải
thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt và giảm thiểu các vấn đề đại diện và chi phí đại diện
193


thơng qua việc kiểm tốn các tài khoản tiền mặt, các khoản phải thu, các khoản phải trả,
và các tài khoản hàng tồn kho (Henry, 2013). Từ những lập luận trên, nghiên cứu đưa ra
giả thuyết:
Giả thuyết 3: quy mô ủy ban kiểm tốn có tác động nghịch chiều với chu kỳ luân
chuyển tiền mặt.
Thâm niên CEO và chu kỳ luân chuyển tiền mặt
Thâm niên CE là một yếu tố quan trọng trong quản trị công ty, Thâm niên CE
phản ánh mức độ quen thuộc và ảnh hưởng của CE đối với HĐQT và công việc trong
công ty. Theo Lý thuyết đại diện thì một CE có thâm niên dài có thể ảnh hưởng khơng
tốt cho cơng ty (Shen, 2003). hi CE làm việc tại công ty trong thời gian dài thì CE
có thể xây dựng các mối quan hệ với HĐQT, gia tăng ảnh hưởng lên của mình lên HĐQT
thông qua đề cử của một số các thành viên khi bầu HĐQT mới, có thể kiểm sốt hệ thống
thơng tin trong cơng ty, qua đó làm suy yếu sự giám sát của HĐQT và làm phát sinh các
vấn đề đại diện. Ngược lại, Lý thuyết quản lý cho rằng với thâm niên càng dài thì CE
có thể có cam kết mạnh hơn và cụ thể hóa chun mơn, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt
động của cơng ty. Ngồi ra, Lý thuyết quản lý cịn cho rằng CE có thâm niên dài là
những người đã cống hiến sự nghiệp của mình để hình thành và phát triển cơng ty, họ đã
đồng nhất sự thành cơng và sự hài lịng của cá nhân của họ với sự thành công của công ty
(Donaldson và Davis, 1991). Trong thời gian gần đây một số nghiên cứu đã chứng minh
rằng lập luận của Lý thuyết quản lý là phù hợp hơn trong nghiên cứu này như các nghiên
cứu của Coleman (2007), Gill & Shah (2012), Mansour & cộng sự (2015), zam (2016)
đã phát hiện rằng thâm niên CE dài có các tác động làm rút ngắn chu kỳ luân chuyển
tiền mặt của công ty. Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết như sau:
Giả thuyết 4: Thâm niên CE dài có tác động nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển
tiền mặt.

CEO kiêm nhiệm và chu kỳ luân chuyển tiền mặt
Cấu trúc vai trò lãnh đạo phản ánh vị trí, vai trị của chủ tịch HĐQT và CE đã
được đề cập trong nhiều lý thuyết. Trong đó, Lý thuyết đại diện và Lý thuyết quản lý là
phổ biến nhất. Lý thuyết đại diện thì ủng hộ quan điểm nên tách biệt vai trò CE và chủ
tịch HĐQT bởi vì CE kiêm nhiệm có q nhiều quyền lực và có thể làm suy yếu sự
giám sát của HĐQT đến đội ngũ quản lý, từ đó sẽ làm phát sinh các vấn đề đại diện gây
ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động của công ty. Ngược lại, Lý thuyết quản lý lại ủng hộ sự
hợp nhất vai trị CE và chủ tịch HĐQT bởi vì khi CE và chủ tịch HĐQT là cùng một
người thì sẽ tạo nên sự thống nhất giữa người quản lý và người sở hữu về mục đích và
phương thức hoạt động, trong trường hợp này CE kiêm nhiệm sẽ có động lực để hồn
thành các cơng việc và giảm thiểu tối đa các hành vi gây bất lợi cho công ty. Trong thực
tế, các nghiên cứu gần đây đã chứng minh lập luận của Lý thuyết quản lý là phù hợp hơn
như nghiên cứu của Gill & Biger (2013), Mansour & cộng sự (2015) đã chứng minh CE
kiêm nhiệm có tác động làm rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt thông qua việc cải
thiện hiệu quả các khoản phải thu và các khoản phải trả. Do đó, nghiên cứu này đưa ra
giả thuyết như sau:
Giả thuyết 5: CE
tiền mặt.

kiêm nhiệm có tác động nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển

194


3. Phương pháp nghiên cứu
3.1 Dữ liệu sử dụng
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu này là bộ cơ sở dữ liệu được tổng hợp từ dữ liệu
của 270 công ty niêm yết trên 2 sàn giao dịch chứng khoán là H SE và HN . Dữ liệu
được thu thập trong vòng 7 năm từ 2009 đến 2015, tạo thành cơ sở dữ liệu bảng (panel
data) gồm 1.890 quan sát là các báo cáo tài chính của các cơng ty.

3.2 Định nghĩa và đo lường các biến trong mơ hình nghiên cứu
+ Biến phụ thuộc (CCC): là chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Biến này được đo lường
theo Gill & Biger (2013), cụ thể như sau:
Chu kỳ luân chuyển tiền mặt = ỳ thu tiền bình quân ( R) +
tồn kho (IC) – ỳ thanh toán các khoản phải trả ( P)

ỳ luân chuyển hàng

+ Biến độc lập
Thành viên độc lập trong HĐQT (ID): đo lường bằng số thành viên độc lập trong
HĐQT trong thời gian nghiên cứu.
Quy mô HĐQT (BS): đo lường bằng số lượng thành viên trong HĐQT trong thời
gian nghiên cứu.
Thâm niên CEO (CT): thâm niên giám đốc điều hành được tính bằng số năm CE
giữ chức trong cơng ty tính đến thời điểm nghiên cứu.
CEO kiêm nhiệm (CD): Trong cơ cấu tổ chức HĐQT thì vị trí giám đốc điều hành
và chủ tịch HĐQT có thể đo cùng một người đảm nhiệm, cũng có thể tách biệt hai vị trí
này do hai người đảm nhiệm. Do đó, biến giám đốc điều hành kiêm chủ tịch HĐQT được
đo lường bằng biến giả là 1 nếu giám đốc điều hành kiêm chủ tịch HĐQT, là 0 nếu giám
đốc điều hành và chủ tịch HĐQT là hai người khác nhau.
Quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ (AC): được đo lường bằng số thành viên nằm
trong ủy ban kiểm tốn nội bộ cơng ty trong thời gian nghiên cứu.
Bảng 1 Tổng hợp các biến trong mơ hình nghiên cứu
Tên biến

Ký hiệu

ỳ luân chuyển
tiền mặt

CCC

Thành viên độc
lập trong HĐQT

ID

Quy mô HĐQT

BS

CE
kiêm chủ
tịch HĐQT

CD

Đvt

Đo lường

Biến phụ thuộc
ỳ thu tiền bình quân + ỳ luân chuyển
Ngày
hàng tồn kho – ỳ thanh toán bình quân
Biến độc lập
Số
Số thành viên độc lập trong HĐQT
người
Số

Số lượng thành viên trong HĐQT
người
Biến nhận giá trị 1 nếu CE đồng thời là
1 hoặc 0 chủ tịch HĐQT và bằng 0 khi CE không
phải là chủ tịch HĐQT
195


Thâm niên Giám
đốc điều hành
Quy mơ ủy ban
kiểm tốn
Quy mơ Công ty
Tốc độ tăng
trưởng doanh thu
Tỷ số lợi nhuận
trên doanh thu

Số năm

CT

Số năm làm việc trong công ty với vai trò
là giám đốc điều hành

Số
Số lượng thành viên ủy ban kiểm toán
người
Các biến kiểm soát
NVĐ

logarit tự nhiên của tài sản bình quân
(Doanh thu năm hiện tại- doanh thu năm
%
trước)/doanh thu năm trước

AC
FS
SG
ROS

Lợi nhuận sau thuế/Doanh thu

X

Nguồn: tác giá tổng hợp và đề xuất
Các biến kiểm soát
Tốc độ tăng trưởng doanh thu (SG): được đo lường bằng công thức như sau:
(Doanh thu năm hiện tại- doanh thu năm trước)/doanh thu năm trước.
Tỷ số lợi nhuận trên doanh thu (ROS): được đo lường bằng công thức như sau:
Lợi nhuận sau thuế/Doanh thu.
Quy mô công ty (FS): được đo lường bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản bình
quân. Sau đây là bảng tổng hợp các biến được sử dụng trong mơ hình nghiên cứu.
Quy mô
HĐQT

H1 (-)

Thành viên
độc lập trong
HĐQT

H2 (-)

Quy mô ủy
ban kiểm
toán

Thâm niên
CEO

CEO kiêm
chủ tịch
HĐQT

H3 (-)

Chu kỳ luân
chuyển tiền mặt

H4 (-)

H5 (-)

Hình 1 Mơ hình nghiên cứu

196

Các yếu tố kiểm sốt:
+ Quy mô công ty
+ Tăng trưởng doanh

thu
+ Tỷ số lợi nhuận trên
doanh thu


3.3 Phương pháp ước lượng
Để xem xét tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển
tiền mặt tại các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam. Nghiên cứu
sử dụng phương pháp ước lượng GLS cho dữ liệu bảng. Phương trình được thể hiện như
sau:
CCCit* = β0* + β1*ROSit* + β2*SGit* +β3*FSit* + μit*

(1)

CCCit* = β0*+β1*BSit*+β2*ROSit* +β3*SGit* +β4*FSit* + μit*

(2)

CCCit* = β0*+β1*IDit*+β2*ROSit* +β3*SGit* +β4*FSit* + μit*

(3)

CCCit* = β0*+β1*ACit*+β2*ROSit* +β3*SGit* +β4*FSit* + μit*

(4)

CCCit* = β0*+β1*CTit*+β2*ROSit* +β3*SGit* +β4*FSit* + μit*

(5)

CCCit* = β0*+β1*CDit*+β2*ROSit* +β3*SGit* +β4*FSit* + μit*

(6)

CCCit* = β0* + β1*BSit* + β2*IDit* + β3*ACit* + β4*CTit*+ β5*CDit*+ β6*ROSit*
+β7*SGit* +β8*FSit* + μit*
(7)
Trong đó, β0* là hệ số chặn của mơ hình (giá trị của biến phụ thuộc khi tất cả giá trị
biến độc lập là 0). β1* -β5* hệ số ước lượng của các biến độc lập, β6*- β8* là hệ số ước
lượng của các biến kiểm soát, μit* là sai số của mơ hình hồi quy. Các giá trị i,t là cơng ty
thứ i tại thời điểm t.
Các phương trình trên đều được biến đổi từ phương pháp ước lượng LS sang
GLS. Do các kiểm định khuyết tật dữ liệu cho kết quả là mơ hình nghiên cứu khơng có
hiện tượng đa cộng tuyến, nhưng lại có hiện tượng là tượng tương quan và phương sai sai
số thay đổi. Do đó, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng GLS để khắc phục vấn đề
này.
4. Kết quả thảo luận
4.1 Thống kê mô tả và ma trận tự tương quan
Bảng 2 thể hiện giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, hệ số phóng đại phương sai
(Variance inflation factor – VIF) và mối tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên
cứu. ết quả phân tích ma trận tương quan ở bảng 2 cho thấy thấy hệ số tương quan giữa
các biến độc lập trong mơ hình đều thấp, trong đó hệ số tương quan giữa biến thâm niên
CE (CT) và biến CE kiêm nhiệm (CD) có tương quan lớn nhất là 0,385 (<0,8). Từ đó
có thể kết luận khơng có sự tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu.
Đối với mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mơ hình nghiên
cứu, qua bảng 2 ta có thể thấy biến thành viên độc lập có mối tương quan dương với biến
phụ thuộc là chu kỳ luân chuyển tiền mặt, còn các biến độc lập còn lại đều có mối tương
quan âm với biến phụ thuộc.
197

Các

Trung

Độ lệch

biến

bình

chuẩn

CCC

148,47

150,18

1,02

1,000

BS

5,58

1,13

1,01

-0,068***

1,000

ID

0,61

0,83

1,14

0,057**

0,272***

1,000

AC

0,62

1,22

1,16

-0,106***

0,087***

0,051**

1,000

CT

6,59

5,20

1,10

-0,021

0,100***

0,087***

0,060***

1,000

CD

0,38

0,49

1,02

-0,028

-0,018

0,044*

0,060***

0,385***

1,000

ROS

7,56

12,18

1,22

0,163***

0,086***

0.096***

-0,009

0,038*

-0,036

1,000

SG

12,54

32,09

1,21

-0,197***

0,058**

0,070***

0,012

-0,029

-0,024

0,017

1,000

FS

13,05

1,39

1,02

0,117***

0,277***

0,165***

0,092

0,101***

-0,107***

0,094***

0,092***

VIF

CCC

BS

ID

AC

CT

CD

ROS

Bảng 2 Giá trị trung bình, độ lệch chuẩn và tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu
Ghi chú: (***), (**) và (*) lần lượt biểu diễn các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu trên Stata)

198

SG

FS

1,000


4.2 Thảo luận kết quả
Nghiên cứu sử dụng tất cả 7 mơ hình với mơ hình chính là mơ hình 7 bao gồm tất cả
các biến. Mơ hình 1 chỉ xem xét tác động của các yếu tố kiểm soát, các mơ hình 2, 3, 4, 5,
6 lần lượt xem xét tác động của từng biến độc lập riêng biệt và mơ hình 7 xem xét tác
động của tất cả các biến đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt. ết quả ước lượng mơ hình
theo phương pháp GLS được trình bày trong bảng 3.
Quy mô hội đồng quản trị: Theo kết quả từ bảng 3, giả thuyết 1 được chấp nhận.
Quy mơ HĐQT có tác động nghịch chiều chu kỳ luân chuyển tiền mặt với mức ý nghĩa

thống kê tại 5% (β1= -2,604; p<0,05), điều này có nghĩa khi thành viên HĐQT tăng thêm
1 người thì chu kỳ luân chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn tương đương 3 ngày. ết quả này
phù hợp với nghiên cứu của zam (2016) là quy mô HĐQT lớn sẽ làm rút ngắn chu kỳ
luân chuyển tiền mặt. ết quả này góp phần bổ sung vào việc củng cố quan điểm của Lý
thuyết đại diện rằng quy mơ HĐQT lớn sẽ có nhiều thành viên chịu trách nhiệm giám sát,
chỉ đạo các nhà quản lý hơn, qua đó góp phần rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt trong
công ty.
Thành viên độc lập: Qua kết quả từ bảng 3, thành viên độc lập có tác động thuận
chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt với mức ý nghĩa là 5% (β2= 3,548; p<0,05), điều
này trái ngược với giả thuyết 2 ban đầu nên giả thuyết 2 bị bác bỏ. ết quả này có thể
được hiểu là khi mà thành viên độc lập trong HĐQT tăng thêm 1 người thì chu kỳ luân
chuyển tiền mặt sẽ kéo dài thêm tương đương 4 ngày. ết quả này hoàn toàn trái ngược
với các nghiên cứu của bradovich và cộng sự (2014) đã chứng minh được sự hiện diện
của các thành viên độc lập trong HĐQT có tác động tích cực đến chu kỳ luân chuyển tiền
mặt của các công ty sản xuất tại Mỹ. Tuy nhiên, kết quả này lại phù hợp với quan điểm
của Lý thuyết đại diện về tác động tiêu cực của thành viên độc lập đối với cơng ty khi
khơng cịn giữ được tính khách quan và độc lập khi thời gian làm việc tại công ty càng
dài (Dalton, 1998; ’Sullivan & Wong, 1999; rosa & cộng sự, 2010). Điều này có thể
lý giải bởi tình trạng khó khăn trong tìm kiếm thành viên độc lập nên nhiều cơng ty
khơng có điều kiện ln chuyển thành viên độc lập trong quá trình hoạt động, dẫn đến
thực trạng là đa phần thành viên độc lập thường gắn bó lâu dài với cơng ty mình đang
hoạt động. Điều này sẽ làm giảm tính độc lập và khách quan của các thành viên độc lập
khi mà khi làm việc tại HĐQT càng dài. Từ đó ảnh hưởng đến vai trò giám sát của thành
viên độc lập đến đội ngũ quản lý trong việc quản lý chu kỳ ln chuyển tiền mặt.
Quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ: Từ kết quả ở bảng 3, quy mô ủy ban kiểm tốn
nội bộ có tác động âm đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý nghĩa 5% (β3= -3,061;
p<0,05), điều này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết 3 nên giả thuyết 3 được chấp nhận.
ết quả này cho thấy khi thành viên kiểm toán nội bộ tăng thêm 1 người thì chu kỳ luân
chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn được tương đương 4 ngày. ết quả này hoàn toàn phù hợp
với các quan điểm của Lý thuyết đại diện về vai trò của ủy ban kiểm toán nội bộ và phù

hợp với các nghiên cứu trước đó của Beasley & cộng sự (2009) và Henry (2013) là quy
mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ sẽ làm cải thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt thông qua việc
kiểm toán các tài khoản tiền mặt, các khoản phải thu, các khoản phải trả, và các tài khoản
hàng tồn kho trong công ty.
199


Thâm niên CEO: ết quả từ bảng 3 cho thấy thâm niên CE khơng có tác động rõ
ràng đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β4= 0,068; p>0,1), do đó
giả thuyết 4 khơng được chấp nhận trong nghiên cứu này. Điều này nghĩa là thâm niên
CE dù dài hay ngắn đều khơng có tác động đáng kể đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt
đối với các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn Việt Nam. ết quả hồn
tồn khơng phù hợp giả thuyết H4 đặt ra ban đầu và các nghiên cứu gần đây của Coleman
(2007), Gill & Shah (2012), Mansour & cộng sự (2015), zam (2016) là thâm niên CEO
dài có ảnh hưởng tích cực đến việc cải thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty.
CEO kiêm nhiệm: Từ kết quả bảng 3 ta có thể kết luận giả thuyết 5 không được
ủng hộ trong nghiên cứu này. Điều này thể hiện qua CE kiêm nhiệm khơng có tác động
rõ ràng đến chu kỳ ln chuyển tiền mặt ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β5= -0,441; p>0,1),
nghĩa là sự tách biệt hay hợp nhất vai trị của CE và chủ tịch HĐQT đều khơng có ảnh
hưởng đáng kể đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt trong các công ty niêm yết trên sàn giao
dịch chứng khốn Việt Nam. ết quả này khơng phù hợp với giả thuyết H5 ban đầu và
các kết quả nghiên cứu của Gill & Biger (2013), Mansour & cộng sự (2015) là CE kiêm
nhiệm có tác động tích cực đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt.
Tỷ số lợi nhuận trên doanh thu: ết quả 3 cho ta thấy tỷ số lợi nhuận trên doanh
thu có mối quan hệ tương quan âm với chu kỳ ln chuyển tiền mặt nhưng khơng có ý
nghĩa ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β6= -0,164; p>0,1). Điều này có nghĩa là sự tăng hay
giảm của tỷ số lợi nhuận trên doanh thu đều không ảnh hưởng đến chu kỳ luân chuyển
tiền mặt của công ty trong nghiên cứu này.
Bảng 3 ết quả ước lượng mô hình theo phương pháp GLS

ROS

SG

FS

BS

ID

Mơ
hình 1

Mơ
hình 2

Mơ
hình 3

Mơ
hình 4

Mơ
hình 5

Mơ
hình 6

CCC

CCC

CCC

CCC

CCC

CCC

Mơ
hình 7
CCC

-0,115

-0,162

-0,133

-0,083

-0,115

-0,115

-0,164

(-0,71)

(-0,99)

(-0,81)

(-0,49)

(-0,70)

(-0,70)

(-0,99)

-0,514***

-0,512***

-0,515***

-0,516***

-0,514***

-0,514***

-0,514***

(-21,39)

(-20,88)

(-21,31)

(13,33)

(-13,30)

(-13,31)

(-13,29)

12,39***

12,67***

12,27***

12,28***

12,31***

12,37***

12,52***

(7,51)

(7,81)

(7,43)

(7,73)

(7,55)

(7,47)

(7,77)

-1,876*

-2,604**

(-1,69)

(-2,17)
2,190*

3,548**

(1,71)

(2,50)
--2,810**

AC

200

-3,061**

(-1,97)

CT

(-2,08)
0,058

0,068

(0,30)

(0,30)

CD

-0,081

-0,441

(-0,04)

(-0,18)

-36,83*

-29,00

-36,51*

-33,06

-35,94*

-36,47*

-23,20

(-1,75)

(-1,39)

(-1,73)

(-1,63)

(-1,72)

(-1,72)

(-1,12)

1.890
1.890
1.890
1.890
1.890
1.890
Ghi chú: (***), (**) và (*) lần lượt biểu diễn các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích dữ liệu trên Stata)

1.890

_cons
N

Tốc độ tăng trưởng doanh thu: Thông qua kết quả từ bảng 3, ta có thể kết luận tốc
độ tăng trưởng doanh thu có mối quan hệ âm với chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý
nghĩa 1% (β7= -0,514; p<0,1). ết quả này cho thấy, khi tốc độ tăng trưởng doanh thu
tăng lên 1 đơn vị thì chu kỳ luân chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn tương đương 1 ngày. Điều
này cho thấy cơng ty có tốc độ tăng trưởng doanh thu càng cao thì chu kỳ luân chuyển
tiền mặt của cơng ty đó càng ngắn.
Quy mơ cơng ty: Quy mơ cơng ty càng lớn thì càng kéo dài chu kỳ luân chuyển
tiền mặt. Điều này được thể hiện qua kết quả từ bảng 3, quy mơ cơng ty có mối tương
quan dương với chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý nghĩa 1% (β8= 12,52; p<0,1). ết
quả này có thể hiểu là quy mơ cơng ty tăng thêm 1 đơn vị sẽ kéo dài chu kỳ luân chuyển
tiền mặt tương đương 13 ngày.
5 KẾT LUẬN, HÀM Ý VÀ HẠN CHẾ
Nghiên cứu này kế thừa Lý thuyết đại diện và Lý thuyết quản để xem xét tác động
của đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết
trên thị trường giao dịch chứng khoán Việt Nam. ết quả ước lượng theo phương pháp
GLS cho thấy, quy mô hội đồng quản trị và quy mơ ủy ban kiểm tốn nội bộ có mối quan
hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, trong khi đó thành viên độc lập có mối
quan hệ thuận chiều. ộ. ết quả này hàm ý rằng các cơng ty niêm yết trên thị trường
chứng khốn Việt Nam có thể tối ưu hóa chu kỳ luân chuyển tiền mặt bằng các cách sau.
Thứ nhất, các công ty có thể xem xét việc bổ sung thêm thành viên nội bộ hay thành viên
không điều hành vào HĐQT. Thứ hai, các công ty cần bổ sung thành viên độc lập vào
HĐQT để tuân thủ Luật Doanh Nghiệp 2014, duy trì số thành viên độc lập là 20% trong
HĐQT và hạn chế tăng thêm thành viên độc lập. Cuối cùng, các công ty cần phải thành
lập bộ phận kiểm tốn nội bộ đối với các cơng ty chưa có, các cơng ty đã có bộ phận

kiểm tốn nội bộ thì cần xem xét việc tăng thêm thành viên trong phạm vi cho phép của
cơng ty mình.

201


Quản trị công ty chịu sự ảnh hưởng của các mối quan hệ giữa các bên tham gia vào
hệ thống quản trị bao gồm: Đại hội đồng cổ đông, HĐQT, ban giám đốc và các bên có lợi
ích liên quan. Do đó, quản trị cơng ty được cấu thành bởi nhiều đặc điểm khác nhau.
Trong bài nghiên cứu này tác giả chỉ chọn ra một số đặc điểm quản trị công ty để tiến
hành xem xét bao gồm: Thành viên độc lập trong HĐQT, quy mô HĐQT, CE kiêm
nhiệm, thâm niên CE và quy mơ kiểm tốn nội bộ. Do đó, những nghiên cứu sau có thể
lựa chọn các đặc điểm quản trị khác để xem xét mối quan hệ giữa các đặc điểm này với
chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Ngoài ra về mặt dữ liệu, các nghiên cứu sau cũng có thể áp
dụng mơ hình nghiên cứu trong bài viết này cho những sàn giao dịch chứng khoán khác.

202


TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Arosa, B., Iturralde, T., and Maseda, A., 2010. Outsiders on the board of directors and
firm performance: Evidence from Spanish non-listed family firms. Journal of Family
Business Strategy, 01(4): 236–245.
2. Azam, S. Z, 2016. The Impact of Corporate Governance on Cash Management
Efficiency in the Industry of Machinery and Equipment. International Journal of
Scientific Management and Development, 4(4): 126-130.
3. Beasley, M.S., Carcello, J. V., Hermanson, D. R., Neal, T.L., 2009. The audit
committee oversight process. Contemporary Accounting Research, 26: 65-122.
4. Boling, J. R., Pieper, T. M. and Covin, J. G., 2015. CEO Tenure and Entrepreneurial
Orientation Within Family and Nonfamily Firms. Entrepreneurship Theory and

Practice, 40: 891-913.
5. Coleman- yereboah, . 2007. Corporate governance and firm performance in frica:
a dynamic panel data analysis. a paper prepared for the “International Conference on
Corporate Governance in Emerging Markets”.
6. Dalton, DR, Daily, CM, Ellstrand, AE và Johnson, JL, 1998. Meta-Analytic Reviews
of Board Composition, Leadership Structure, and Financial Performance, Strategic
Management Journal, 19, 269-290
7. Do, X. Q and Wu, Z. X., 2013. Impact of Ownership Structure and Corporate
Governance on Capital Structure: The case of Vietnamese Firms. Australian Journal
of Business and Management Research, 03(3):11-19
8. Donaldson, L., and Davis, J. H. (1991). The need for theoretical coherence and
intellectual rigour in corporate governance research: Reply to critics of Donaldson
and Davis. Australian Journal of Management, 18(2): 213-225.
9. Fish, E. M., and Slezak, S. L., 2008. Can corporate governance save distressed firms
from bankruptcy? An empirical analysis. Review of Quantitative Finance and
Accounting, 30(2): 225–251.
10. Gill, A., and Biger, N., 2013. The impact of corporate governance on working capital
management efficiency of American manufacturing firms. Managerial Finance,
39(2): 116–132.
11. Gill, A. and Shah, C., 2012. Determinants of corporate cash holdings: evidence from
Canada. International Journal of Economics and Finance, 4(1): 70-79.
12. Henry, K. K, 2013. The effect of corporate governance on working capital of
manufacturing firms listed at the nairobi. A research project submitted in partial
fulfillment of the requirements for the award of masters degree in business
administration (MBA), university of Nairobi securities exchange
13. Huynh, P. D and Su, J., 2010. The Relationship between Working Capital
Management and Profitability: A Vietnam Case. International Research Journal of
Finance and Economics,49: 59-67
14. Jensen, M. C., and Meckling, W., 1976. Theory of the firm: Managerial behaviour,
agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4): 305–

360.

203


15. Lajili, K., and Zéghal, D., 2010. Corporate governance and bankruptcy filing
decisions. Journal of General Management, 35(4): 3–26.
16. Mansour, A., Seid, M. K. M. and Rahmatollah, M., 2015. Examining the Effect of
Corporate Governance Mechanisms on Working Capital Management Efficiency of
Corporations Accepted In Tehran Stock Exchange. International Jounal of Review in
Life Sciences, 5(8): 63-73.
17. Obradovich, J., Gill, A., and Biger, N. (2014). The Impact of Independent Directors
on the Cash Conversion Cycle of American Manufacturing Firms. International
Journal of Economics and Finance, 7(1): 87-96
18. O'Sullivan, N and Wong, P, 1999. Board Composition, Ownership Structure and
Hostile Take-Overs: Some UK Evidence. Accounting and Business Research, 29:
139-155.
19. Phan Thị Hằng Nga, 2015. Thấy gì từ hoạt động quản lý vốn của các Doanh nghiệp
niêm yết. Tạp chí tài chính, số tháng 9: 25-27.
20. Quốc Hội, 2014. Luật số: 68/2014/QH13, Luật Doanh Nghiệp. Hà Nội, ngày 26 tháng
11 năm 2014.
21. Saad, N., 2010. Corporate Governance Compliance and the Effects to Capital
Structure in Malaysia. International Journal of Economics and Finance, 2: 105-114.
22. Shen, W., 2003. The Dynamics of the CEO-Board Relationship: An Evolutionary
Perspective. The Academy of Management Review, 28(3): 466-476.
23. Từ Thị im Thoa & Nguyễn Thị Uyên Uyên, 2014. Mối quan hệ giữa quản trị vốn
luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở VN. Tạp chí Phát triển
& Hội nhập Số 14 (24): 62-70
24. Vo, H. D., and Phan, B. G. T, 2013a. Corporate governance and firm performance:
empirical evidence from Vietnam. UEH Journal of Economic Development, 275: 1–

15
25. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013b. Woman member in board of directors and firm
performance: Empirical evidence from Vietnam. Banking Journal, 85: 21–30.
26. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013c. The role of CEO duality, experience of board
and growth opportunity on firm performance. Open University Journal, 3(31): 52–65.
27. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013d. The relationship between corporate governance
and firm performance. Unpublished paper, Ho Chi Minh City Open University.
28. Vo, D., and Nguyen, T., 2014. The Impact of Corporate Governance on Firm
Performance: Empirical Study in Vietnam. International Journal of Economics and
Finance, 6(6):1-13.

204