Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp bất động sản và xây dựng niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP.HCM

TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG
SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP BẤT ĐỘNG SẢN
VÀ XÂY DỰNG NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN
TP.HCM
NCS.ThS. Nguyễn Văn Bảo
*Khoa Kế tốn – Tài chính – Ngân hàng,
Trường Đại học Cơng nghệ TP. Hồ Chí Minh (HUTECH)

TĨM TẮT
Quản trị vốn lưu động đóng một vai trị quan trọng trong việc cải thiện lợi nhuận của các doanh nghiệp.
Các doanh nghiệp có thể quản trị tối ưu vốn lưu động của mình bằng cách cân đối giữa lợi nhuận và tính
thanh khoản. Bài viết này phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của 72
doanh nghiệp Bất động sản và xây dựng trên Sở Giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh từ năm
2013 đến 2017. Dựa vào dữ liệu bảng, phân tích tương quan Pearson, phân tích hồi quy thơng qua các mơ
hình OLS, FEM, REM để thiết lập mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi của doanh
nghiệp. Nghiên cứu cho thấy các biến ACP, ICP, CCC, DR, FITA có mối quan hệ ngược chiều với ROA,
các biến APP, SIZE, SG, STATE có tác động cùng chiều với ROA, trong khi đó biến CR khơng có ý
nghĩa thống kê trong mơ hình nghiên cứu.
Từ khóa: Bất động sản; Khả năng sinh lời; Quản trị; Xây dựng; Vốn lưu động.

1. GIỚI THIỆU
Vốn lưu động là một phần quan trọng của hoạt động kinh doanh của mỗi doanh nghiệp (DN), là điều cần
thiết cho các hoạt động kinh doanh liên tục. Đó là yêu cầu của một DN để duy trì tính thanh khoản, khả
năng thanh tốn, sự sống cịn và khả năng sinh lời. Việc quản trị hiệu quả các khoản phải thu, hàng tồn
kho, và các khoản phải trả có một tác động đáng kể vào sự thành công của DN. Nếu vốn đầu tư bằng tiền
mặt, các khoản phải thu thương mại, hàng tồn kho là khơng đủ, các cơng ty có thể gặp khó khăn trong việc
thực hiện các hoạt động kinh doanh hàng ngày. Điều này có thể dẫn đến doanh số bán hàng suy giảm và
cuối cùng là giảm lợi nhuận. Vì vậy quản trị vốn lưu động và lợi nhuận chắc chắn có một số mối quan hệ
với nhau. Xem xét tầm quan trọng của quản trị vốn lưu động, nhiều nhà nghiên cứu đã tập trung vào phân
tích mối quan hệ giữa quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lợi như Gul và ctg (2013), Sharma và
Kumar (2011), Athar Iqbal và Madhu Mati (2012), Gamze Vural và ctg (2012), Makori. D. M. và

Ambrose Jagomo (2013). Tuy nhiên ở Việt Nam, lĩnh vực Bất động sản và xây dựng (BĐS và XD) chưa
được xem xét một cách cụ thể, rõ ràng về tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi trong
trong khi các DN BĐS và XD đóng một vai trị quan trọng trong sự phát triển kinh tế đất nước. Quy mô
của ngành BĐS và XD ngày càng mở rộng và vai trò của các DN BĐS và XD cũng tăng lên không ngừng
trong nền kinh tế quốc dân. Đặc trưng của ngành BĐS và XD là một ngành kinh tế thâm dụng vốn, các tài
sản của nó là những tài sản nặng vốn, và chi phí cố định của ngành khá cao. Do đó, việc quản trị vốn lưu
động hết sức quan trọng đối với ngành BĐS và XD, vì nếu quản trị khơng tốt sẽ dẫn đến tình trạng DN
không đủ tiền để chi trả cho các hoạt động thường xuyên của mình.

423


2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
2.1. Các khái niệm
Quản trị hiệu quả hoạt động của công ty: Bititci, Carrie và McDevitt (1997) định nghĩa quản trị hiệu
quả của công ty như một "q trình mà theo đó các cơng ty quản trị thành quả của mình phù hợp với mục
tiêu và chiến lược". Định nghĩa này thường được sử dụng trong nghiên cứu quản trị. Theo Bititci, Carrie &
McDevitt, quản trị hiệu quả là mục tiêu của quá trình để cung cấp hệ thống kiểm sốt tồn diện, là nơi mà
các chiến lược của công ty được triển khai đến tất cả các quy trình kinh doanh, các hoạt động, nhiệm vụ và
từng nhân viên, và thông tin phản hồi thu được thông qua hệ thống quản trị hiệu quả cho phép có các
quyết định quản trị thích hợp.
Khả năng sinh lời là một phần quan trọng của quản trị hiệu quả. Khả năng sinh lời là thước đo hiệu quả
bằng tiền, là điều kiện cần để duy trì cân bằng tài chính. Việc đánh giá khả năng sinh lời phải dựa trên một
khoảng thời gian tham chiếu. Khái niệm khả năng sinh lợi được áp dụng trong mọi hoạt động kinh tế sử
dụng các phương tiện vật chất, con người và tài chính, thể hiện bằng kết quả trên phương tiện. Khả năng
sinh lợi có thể áp dụng cho một hoặc một tập hợp tài sản. Ở cấp độ DN, khả năng sinh lợi là kết quả của
việc sử dụng tập hợp các tài sản vật chất và tài sản tài chính, tức là vốn kinh tế mà DN nắm giữ. Nhìn
chung, khả năng sinh lợi cần ít nhất đủ để đáp ứng được hai đòi hỏi cấp bách là đảm bảo duy trì vốn cho
DN và trả được các khoản lãi vay cũng như đảm bảo hoàn trả khoản nợ vay.
Quản trị vốn lƣu động: Vốn lưu động đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển và sinh lợi của các DN.

Nếu lượng vốn lưu động không đủ thì có thể dẫn đến sự thiếu hụt và gặp khó khăn trong hoạt động hàng
ngày của DN. Vốn lưu động cũng được gọi là vốn lưu động thuần và được xác định như sau: Vốn lưu
động thuần = Tài sản lưu động – Nợ ngắn hạn
Quản trị vốn lưu động (WCM) là một phần của quản trị tài chính của một DN. WCM tập trung chủ yếu
vào các nguồn tài chính ngắn hạn và quyết định đầu tư ngắn hạn của các DN. WCM là rất quan trọng cho
một DN, đặc biệt là cho các DN sản xuất, thương mại và phân phối, bởi vì trong các DN này, WCM trực
tiếp ảnh hưởng đến lợi nhuận và tính thanh khoản. Điều này là do các DN này có vốn lưu động chiếm hơn
một nửa tổng tài sản của họ. Nếu WCM khơng hiệu quả có thể dẫn đến phá sản, ngay cả khi cơng ty có lợi
nhuận. Nếu tài sản lưu động quá dư thừa thì sẽ dẫn đến lợi nhuận bình quân trên các khoản đầu tư thấp.
WCM hiệu quả phải quản trị theo cách mà có thể loại bỏ nguy cơ khơng thanh tốn được các khoản nợ
ngắn hạn đến hạn chế và tối thiểu hóa sự thay đổi quá mức của vốn lưu động.

2.2. Các nghiên cứu trƣớc
Gul và ctg (2013) đã nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động của các DN vừa và nhỏ ở Pakistan.
Phân tích hồi quy được sử dụng để xác định mối quan hệ giữa WCM và hiệu quả hoạt động. Kết quả cho
thấy rằng Kỳ thanh toán bình quân, Tỷ lệ tăng trưởng doanh thu và Quy mơ DN, Tỷ lệ sở hữu vốn nhà
nước có quan hệ cùng chiều với Khả năng sinh lời, trong khi Kỳ thu tiền bình quân, Kỳ chuyển đổi hàng
tồn kho, Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và Tỷ số nợ có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi.
Makori. D. M. và Ambrose Jagomo (2013) sử dụng biến tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA) làm biến phụ
thuộc và các biến độc lập là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền bình quân, kỳ chuyển đổi hàng tồn
kho, kỳ thanh tốn bình qn, tỷ số nợ, tỷ lệ thanh toán hiện hành, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu, quy mô
doanh nghiệp để xem xét tác động của quản trị vốn lưu động lên khả năng sinh lời của các công ty trên sàn
NSE. Nghiên cứu phát hiện ra sự tồn tại của mối tương quan nghịch giữa ROA với kỳ thu tiền bình quân
và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cho thấy rằng có một sự tương quan tích
cực giữa ROA với kỳ chuyển đổi hàng tồn kho và kỳ thanh tốn bình qn.
424


Nguyễn Ngọc Hân (2012) phân tích tác động của quản trị vốn lưu động lên khả năng sinh lợi với biến
phụ thuộc ROA bằng phương pháp hồi quy OLS được tiến hành dựa trên một mẫu gồm 24 công ty

thủy sản trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2010. Kết quả nghiên cứu chỉ ra
mối tương quan đồng biến và có ý nghĩa thống kê giữa kỳ thu tiền khách hàng, kỳ chuyển đổi hàng tồn
kho, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt với tỷ suất sinh lời, địn bẩy tài chính có tương quan âm với khả
năng sinh lợi của công ty. Ngược lại, kỳ thanh tốn bình qn, quy mơ cơng ty, số năm tồn tại cơng ty,
tỷ số đầu tư tài chính dài hạn có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với tỷ suất sinh lời của
công ty.
Dƣơng Thị Hồng Vân và Trần Phƣơng Nga (2018) đã tập trung phân tích và đánh giá ảnh hưởng của
quản trị vốn lưu động tới khả năng sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) của các DN. Tác giả sử dụng dữ liệu
bảng bao gồm 42 DN sản xuất vật liệu xây dựng niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 20122016. Kết quả nghiên cứu cho thấy vấn đề quản lý các khoản phải thu và các khoản phải trả của các DN
ngành sản xuất vật liệu xây dựng có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời của các DN ngành này. Tuy
nhiên, các chỉ tiêu như kỳ luân chuyển hàng tồn kho, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và tỷ lệ thanh tốn hiện
hành chưa có đủ cơ sở để kết luận có mối quan hệ với ROA.

2.3. Giả thuyết nghiên cứu
Tổng quan các nghiên cứu trước chỉ ra rằng khả năng sinh lợi của công ty có mối quan hệ với chu kỳ
chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền bình quân, kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thanh tốn bình qn.
Lazaridis và D. Tryfonidis (2006), Binti Mohamah và Mohd Saad (2010) đã kiểm định mối quan hệ giữa
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và lợi nhuận cơng ty và tìm thấy một mối quan hệ tiêu cực mạnh mẽ. Kết quả
nghiên cứu của Gul và ctg (2013) cho thấy rằng kỳ thanh tốn bình qn có mối quan hệ cùng chiều với
khả năng sinh lời, trong khi kỳ chuyển đổi hàng tồn kho, kỳ thu tiền bình qn, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt
có mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận. Sharma và Kumar (2011) lại tìm thấy mối quan hệ cùng chiều
giữa kỳ thu tiền bình quân và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt với khả năng sinh lợi của công ty, trong khi kỳ
luân chuyển hàng tồn kho và kỳ thanh toán bình qn lại có mối quan hệ ngược chiều khả năng sinh lợi
của công ty.
Trên cơ sở này, tác giả đưa ra các giả thuyết cho bài nghiên cứu này như sau:
H1: Có mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu tiền bình quân (ACP) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của
doanh nghiệp.
H2: Có mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ chuyển đổi hàng tồn kho (ICP) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản
của doanh nghiệp.
H3: Có mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thanh tốn bình quân (APP) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của

doanh nghiệp.
H4: Có mối quan hệ ngược chiều giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản
của doanh nghiệp.
H5: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ số nợ (DR) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp.
H6: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ TSCĐ (FITA) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp.
H7: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thanh toán hiện hành (CR) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của
doanh nghiệp.
H8: Có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp (SIZE) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của
doanh nghiệp.
425


H9: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ tăng trưởng doanh thu (SG) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của
doanh nghiệp.
H10: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước (STATE) và tỷ suất sinh lợi trên tài sản
của doanh nghiệp.

3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Tính tại ngày 31/12/2018, trên SGDCK Tp.HCM có 430 cổ phiếu được niêm yết (trong đó số DN thuộc
ngành BĐS và XD là 154). Đối tượng của nghiên cứu tập trung vào BCTN từ năm 2013 - 2017 của các
DN thuộc ngành BĐS và XD niêm yết trên SGDCK Tp.HCM với các tiêu chí: (1) DN phải tham gia
TTCK từ trước năm 2013 và tham gia liên tục đến năm 2018; (2) BCTC thu thập là BCTC đã được kiểm
tốn; (3) Có đầy đủ bộ BCTC đồng thời phải có báo cáo của kiểm tốn độc lập kèm theo. Có tất cả 72 DN
thỏa mãn yêu cầu của mẫu chọn, BCTN của 72 DN này được tải về và tiến hành nhập liệu.

3.2. Mơ hình nghiên cứu
Bám sát với các nghiên cứu trước đây của Gul và ctg (2013); Sharma và Kumar (2011), Mohamad và
Saah(2010), tác giả sử dụng các mơ hình hồi quy: mơ hình gộp OLS model, mơ hình ảnh hưởng cố định FEM, mơ hình ảnh hưởng ngẫu nghiên - REM để chỉ ra mối quan hệ của quản trị vốn lưu động tới khả
năng sinh lời của DN.

Mơ hình nghiên cứu cụ thể được tác giả đưa ra như sau:
ROAit= β0 + β1(ACPit) + β2(ICPit) + β3(APPit) + β4(CCCit) + β5(DRit) + β6(FITAit) + β7(CRit) +
β8(SIZEit) + β9(SGit) + β10(STATEit) + ε

3.3. Phƣơng pháp đo lƣờng các biến trong mơ hình.
3.3.1. Biến phụ thuộc
Tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA): Chỉ tiêu này đo lường hiệu quả sử dụng tài sản của DN và cho biết
DN tạo ra bao nhiêu đồng lợi nhuận từ một đồng tài sản. Đây là một thước đo tốt vì nó liên quan đến khả
năng sinh lợi của DN trên nguồn tài sản.
Cách xác định:

ROA = LNST/ Tổng TS

3.3.2. Các biến độc lập
Biến độc lập

Nghiên cứu cơ sở

Đo lường các biến

Chiều
ảnh
hưởng

Kỳ thu tiền bình quân
(ACP)

Sharma và Kumar (2011), Gul và
ctg (2013)

ACP = (Khoản phải thu /
NS) x 365

-

Kỳ chuyển đổi hàng tồn
kho (ICP)

Sharma và Kumar (2011), Gul và
ctg (2013)

ICP = (Hàng tồn kho/
COGS) x 365

-

Kỳ thanh tốn bình qn
(APP)

Sharma và Kumar (2011), Gul và
ctg (2013)

APP = (Khoản phải trả /
COGS) x 365

-

Chu kỳ chuyển đổi tiền
mặt (CCC)

Gamze Vural và ctg (2012), Gul
và ctg (2013)

CCC = ACP + ICP
- APP.

-

426


Biến độc lập

Nghiên cứu cơ sở

Đo lường các biến

Chiều
ảnh
hưởng

Tỷ số nợ (DR)

Mohamad và Saah(2010), Gul và
ctg (2013)

DR = Tổng nợ/ Tổng TS

+

Tỷ lệ TSCĐ (FITA)

Athar Iqbal và Madhu Mati, 2012

FITA = TSCĐ/Tổng TS

+

Tỷ lệ thanh toán hiện hành
(CR)

Mohamad và Saah (2010), Ikram
Ul Hah và ctg (2011)

CR = Tài sản ngắn
hạn/Nợ ngắn hạn

+

Quy mô doanh nghiệp
(SIZE)

Gul và ctg (2013)

Ln(Tổng Tài sản)

+

Tỷ lệ tăng trưởng doanh
thu (SG)

Gul và ctg (2013)

SG = (DTt- DTt-1)/DTt-1

+

Tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước
(STATE)

Gul và ctg (2013)

STATE = VSH nhà nước/
Tổng VCSH

+

4. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN
4.1. Kết quả nghiên cứu
4.1.1 Phân tích thống kê mơ tả các biến
Kết quả phân tích thống kê mơ tả với bộ dữ liệu của 72 công ty BĐS và XD niêm yết trên SGDCK
Tp.HCM, gồm 360 quan sát từ năm 2013 đến 2017 được thể hiện ở bảng 1.
Bảng 1. Thống kê mô tả các biến

St
t

Ký
hiệu

Tên biến

Số quan
sát

Giá trị
nhỏ nhất

Giá trị
lớn nhất

Giá trị
trung bình

Độ lệch
chuẩn

1

ROA

Tỷ suất sinh lời trên TS

360

(0.49)

0.56

0.47

0.11

2

ACP

Kỳ thu tiền bình quân

360

3.86

327.37

65.52

44.78

3

ICP

Kỳ luân chuyển hàng tồn kho

360

2.94

453.41

94.10

62.14

4

APP

Kỳ thanh tốn bình qn

360

4.12

357.07

76.67

48.94

5

CCC

Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt

360

(67.24)

407.93

88.02

68.43

6

DR

Tỷ số nợ

360

0.07

1.14

0.57

0.20

7

FITA

Tỷ lệ TSCĐ

360

0

0.86

0.39

0.24

8

CR

Tỷ lệ thanh tốn hiện hành

360

0.25

6.87

1.50

1.04

9

SIZE

Quy mơ doanh nghiệp

360

9.65

16.40

12.55

1.44

10

STATE

Tỷ lệ VSH nhà nước

360

0

0.77

0.29

0.25

11

SG

Tỷ lệ tăng trưởng DT

360

(0.67)

2.19

0.10

0.31

Trong bảng 1 ta thấy, tỷ suất sinh lời trên tài sản chỉ đạt 4.7%. Điều này phù hợp với đặc điểm của ngành
BĐS và XD là ngành nhạy cảm với nền kinh tế vĩ mơ, nên trong giai đoạn khó khăn của nền kinh tế, ROA
thấp là điều bình thường.
427


Kỳ thu tiền bình qn có giá trị trung bình 65.52 ngày với độ lệch chuẩn 44.78. Kỳ luân chuyển hàng tồn
kho trung bình là 94.1 ngày với độ lệch chuẩn 62.14. Kỳ thanh tốn bình qn dao động từ 4.12 ngày đến
357.07 ngày, trung bình là 76.67 ngày. Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt trung bình là 88.02 ngày.
Tỷ số nợ có giá trị trung bình là 0.57 (57%), nghĩa là trong cấu trúc vốn của cơng ty có 57% vốn vay và
43% vốn chủ sở hữu. Tỷ lệ TSCĐ trung bình là 0.39 với độ lệch chuẩn 0.24. Tỷ lệ thanh toán hiện hành từ
0.25 đến 6.87, giá trị trung bình 1.5. Quy mơ doanh nghiệp trung bình 12.55, tỷ lệ tăng trưởng doanh thu
trung bình 0.1.
Ngồi ra, bảng thống kê mô tả cũng cho thấy tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước 0.29, nghĩa là vốn của nhà nước
chiếm trung bình 29% trong tổng vốn kinh doanh của cơng ty.

4.1.2. Phân tích tương quan Pearson giữa các biến

Hệ số tương quan giải thích mối quan hệ giữa hai biến, nó cho thấy sự thay đổi của biến này là do sự thay
đổi của biến khác. Hệ số tương quan có giá trị từ -1 đến 1. Trị tuyệt đối của hệ số càng gần 1 thể hiện mối
tương quan càng cao. Giá trị âm thể hiện mối tương quan ngược chiều. Bảng 2 cho thấy ma trận phân tích
hệ số tương quan Pearson, phân tích này giúp xác định các mối quan hệ tồn tại giữa các biến độc lập.
Bảng 2. Hệ số tương quan Pearson

BIẾN
ACP

ACP

ICP

APP

CCC

DR

FITA

CR

SIZE

STATE

SG

1

ICP

0.07

1

APP

0.37

0.42

1

CCC

0.41

0.67

-0.10

1

DR

0.13

0.14

0.36

0.00

1

FITA

-0.31

-0.04

-0.08

-0.13

0.38

1

CR

-0.08

0.00

-0.23

0.08

-0.76

-0.47

1

SIZE

-0.11

0.12

0.11

-0.02

0.50

0.50

-0.41

1

STATE

-0.32

-0.21

-0.19

-0.25

0.05

0.22

0.04

0.12

1

SG

-0.11

-0.01

0.02

-0.07

0.02

0.05

-0.01

0.21

-0.04

1

Bảng 2 cho thấy biến ACP tương quan dương với biến ICP, điều này có nghĩa là một sự gia tăng số ngày
khoản phải thu sẽ làm tăng số ngày tồn kho. Tương quan dương giữa biến ACP với APP và CCC cho thấy
một sự gia tăng số ngày khoản phải thu sẽ làm tăng số ngày khoản phải trả, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và
ngược lại, mối tương quan này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Biến ACP tương quan dương với
biến DR ở mức ý nghĩa 5%. Ngồi ra, biến ACP có mối tương quan âm với các biến FITA, CR, SIZE,
STATE, SG, nhưng chỉ mối tương quan giữa ACP với FITA và STATE có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Biến ICP tương quan dương với biến APP và CCC, hệ số tương quan tương ứng là 0.42 và 0.67 và mối
tương quan này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Biến ICP cũng có tương quan dương với các biến DR, CR,
SIZE và tương quan âm với các biến FITA, STATE, SG, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với
biến STATE, 5% với biến DR ,10% với biến SIZE.
Biến APP có tương quan âm với biến CCC, điều này có nghĩa là một sự gia tăng của kỳ thanh tốn bình
qn sẽ làm giảm chu kỳ chuyển đổi tiền mặt. Nhưng mối tương quan này khơng có ý nghĩa thống kê ở
428


mức 10%. Ngồi ra, biến APP có tương quan dương với các biến DR, SIZE, SG và tương quan âm với các
biến FITA, CR, STATE và chỉ có ý nghĩa thống kê với các biến DR, CR, STATE ở mức 1% và biến SIZE
ở mức 10%.
Biến CCC tương quan dương với các biến DR, CR, điều này cho thấy một sự gia tăng chu kỳ chuyển đổi
tiền mặt sẽ làm tăng tỷ số nợ và khả năng thanh toán hiện hành của công ty. Biến CCC tương quan âm với
các biến FITA, SIZE, STATE, SG, hệ số tương quan tương ứng là 0.13; 0.02; 0.25 và 0.07.
Ngoài ra, bảng 2 cịn cho thấy biến DR có tương quan âm với biến CR và tương quan dương với các biến
FITA, SIZE, STATE, SG. Biến FITA tương quan âm với biến CR và tương quan dương với các biến

SIZE, STATE, SG. Biến CR tương quan âm với biến SIZE, SG và tương quan dương với các biến
STATE. Biến SIZE tương quan dương với các biến STATE, SG. Biến STATE tương quan âm với các
biến SG.
Về tương quan giữa các biến độc lập, ta thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập thấp, nên khó có thể
xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, ngoại trừ mối tương quan giữa chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) với kỳ
luân chuyển hàng tồn kho (ICP) là tương đối cao (0.67). Tuy nhiên để xem có hiện tượng đa cộng tuyến
giữa các biến độc lập hay khơng thì cần phải kiểm định đa cộng tuyến.

4.1.3. Kiểm định đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong dữ liệu, tác giả sử dụng hệ số phóng đại
phương sai (VIF-Variance Inflation Factor).
Bảng 3. Hệ số phóng đại phương sai

Biến

VIF

1/VIF

DR

3.03

0.329906

CR

2.82

0.354978

FITA

1.79

0.557928

SIZE

1.69

0.590125

APP

1.59

0.627368

ACP

1.43

0.701063

ICP

1.33

0.749422

STATE

1.25

0.796939

CCC

1.11

0.903863

SG

1.09

0.919701

Mean VIF

1.78

Ta thấy giá trị VIF của tất cả các hệ số trong các phương trình hồi quy dao động trong khoảng từ
1.09 đến 3.03. Theo quy tắc nhận biết đa cộng tuyến nhanh (rule of thumb), nếu VIF >10 thì có hiện
tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (Hồng Trọng, 2005). Như vậy, ta có thể kết luận rằng: khơng
có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến trong các mơ hình hồi quy.

429

4.1.4. Kết quả hồi quy và lựa chọn mơ hình
Kết quả hồi quy
Hồi quy lần lượt biến phụ thuộc ROA theo mơ hình Pooled OLS, Fixed effects và Random efects. Kết quả
hồi quy được thể hiện ở các bảng sau:
Bảng 4. Kết quả hồi quy theo biến ROA

Tên biến

OLS

REM

FEM

Hệ số

P.value

Hệ số

P.value

Hệ số

P.value

ACP

-0.0009

0.0000

-0.0007

0.0000

-0.0003

0.1570

ICP

-0.0002

0.0200

-0.0003

0.0200

-0.0003

0.0150

APP

0.0005

0.0000

0.0004

0.0140

0.0003

0.1840

CCC

-0.0004

0.0000

-0.0003

0.0000

-0.0003

0.0030

DR

-0.2207

0.0000

-0.2442

0.0000

-0.2961

0.0010

FITA

-0.0668

0.0260

-0.0784

0.0410

-0.1005

0.1150

CR

0.0100

0.2540

0.0117

0.2390

0.0205

0.1100

SIZE

0.0066

0.0790

0.0105

0.0320

0.0192

0.0120

STATE

-0.0024

0.0220

0.0099

0.0700

0.0971

0.0830

SG

0.1027

0.0000

0.0942

0.0000

0.0816

0.0000

_cons

0.1305

0.0330

0.0912

0.2870

-0.0241

0.9330

Prob > F

0.0000

R-squared

0.4634

Prob > chi2

0.0000
0.4521

0.3697

0.0000

Bảng 4 cho thấy cả 3 mơ hình hồi quy đều cho kết quả đồng nhất về dấu, chỉ khác nhau về mức ý nghĩa,
ngoại trừ biến tỷ lệ sở hữu vốn nhà nước (dấu - ở mơ hình OLS; dấu + ở mơ hình REM và FEM). Biến
FITA khơng có ý nghĩa thống kê ở mơ hình FEM. Biến CR hồn tồn khơng có ý nghĩa thống kê ở 3 mơ
hình OLS, REM và FEM.
Lựa chọn mơ hình
Do mỗi mơ hình hồi quy cho ra các kết quả khác nhau, vì vậy tác giả tiến hành so sánh để lựa chọn mơ
hình ước lượng tham số hồi quy nào là phù hợp nhất giữa các mơ hình OLS, REM, FEM.
– So sánh giữa mơ hình OLS và mơ hình FEM: dùng Likelihood Ratio Test u_i=0: sai số giữa các cá thể
trong mơ hình FEM=0 với giả thuyết
+ H0: Dùng Pooled OLS hiệu quả hơn FEM
+ H1: Dùng FEM hiệu quả hơn Pooled OLS
– So sánh giữa mơ hình OLS và mơ hình REM: dùng lệnh xttest0 trong phần mềm STATA 12 để kiểm

tra Var(u) = 0: phương sai của sai số giữa các cá thể trong mơ hình REM=0 với giả thuyết:
+ H0: Dùng Pooled OLS hiệu quả hơn REM
430


+ H1: Dùng REM hiệu quả hơn Pooled OLS
– So sánh giữa mơ hình FEM và mơ hình REM: bằng Hausman test để kiểm tra sai lệch giữa hệ số của
hai mơ hình FEM và REM là khơng hệ thống: sai lệch mang tính ngẫu nhiên
+ H0: Dùng REM hiệu quả hơn FEM
+ H1: Dùng FEM hiệu quả hơn REM
Kết quả so sánh giữa 3 mơ hình OLS, REM, FEM được thể hiện ở bảng sau
Bảng 5. Bảng tổng hợp kết quả so sánh các mơ hình dựa vào Hausman test

Ho: OLS hiệu quả hơn
FEM
F

Ho: OLS hiệu quả hơn REM

2.81 Chi2

Ho: REM hiệu quả hơn
FEM

18.7 Chi2

Mơ hình lựa
chọn

11.65

REM

Prob > F

0.000 Prob > F

0.000 Prob > F

0.2335

Với mức ý nghĩa 5%, mơ hình thích hợp cho ROA là REM.
Phân tích kết quả hồi quy
Dựa vào kết quả lựa chọn mơ hình ở bảng 5, tác giả tiến hành phân tích hồi quy.
Bảng 6. Tổng hợp kết quả hồi quy theo mô hình REM được lựa chọn

Tên biến

Hệ số

P

ACP

-0.0007***

0.0000

ICP

-0.0003**

0.0200

APP

0.0004***

0.0140

CCC

-0.0003***

0.0000

DR

-0.2442***

0.0000

FITA

-0.0784**

0.0410

CR

0.0117

0.2390

SIZE

0.0105

0.0320

STATE

0.0099

0.0700

SG

0.0942***

0.0000

_cons

0.0912

0.2870

Prob > F

0.0000

R-squared

0.4521

Wald chi2

148.3800

Prob > chi2

0.0000

Ghi chú: ***, ** và * là mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%.

431


Kết quả hồi quy phương trình cho P value = 0.0000 nên xét về tổng thể thì phương trình này có ý nghĩa và
phù hợp với tập dữ liệu. Bảng 6 cho thấy các biến ACP, ICP, CCC, DR, FITA có mối quan hệ ngược
chiều với ROA, các biến cịn lại có tác động cùng chiều với ROA, ngoại trừ biến CR khơng có ý nghĩa
thống kê. Như vậy, kết quả chỉ ra các biến độc lập trên (ngoại trừ biến CR) thỏa mãn tất cả các giả định
cho mô hình hồi quy, do đó có thể dùng để giải thích cho sự tác động của việc quản trị vốn lưu động đến
mức sinh lời của các DN BĐS và XD niêm yết trên SGDCK Tp.HCM.

4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Để thấy rõ tác động của từng biến đến khả năng sinh lợi của các công ty BĐS và XD, ta xem xét cụ thể
từng biến như sau:
Biến ACP - Kỳ thu tiền bình qn: Biến số này có tác động ngược chiều với ROA và có ý nghĩa thống
kê mức 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1 đã đề ra. Điều này chỉ ra rằng các cơng ty có thể tạo ra

lợi nhuận bằng cách giữ các khoản phải thu của họ đến mức tối thiểu. Kết quả cũng có thể giải thích
rằng khi thời gian mà số ngày khoản phải thu càng ngắn thì càng có nhiều tiền mặt có sẵn để bổ sung
thêm hàng tồn kho, do đó doanh thu sẽ nhiều hơn dẫn đến mức tỷ suất sinh lợi cao hơn cho cơng ty. Về
mặt tác động biên thì kết quả từ phương trình hồi quy cho thấy khi ACP tăng 1 ngày thì ROA giảm đi là
0.0007. Xét về mặt trung bình trong một năm, các cơng ty BĐS và XD khảo sát có kỳ thu tiền bình qn
65.52 ngày. Như vậy, bình qn ROA của một cơng ty bị giảm đi một tỷ lệ tương ứng là 0.04497 (4,5%)
và 0.1525 (15.25%).
Biến ICP - Kỳ chuyển đổi hàng tồn kho: Bảng 6 cho thấy biến này có mối quan hệ ngược chiều với
ROA với mức ý nghĩa tương ứng là 5%. Như vậy, kết quả này đúng với giả thuyết H2 đặt ra. Điều này cho
thấy tồn kho ở mức cao làm cho chi phí lưu kho, chi phí bảo quản, chi phí hư hỏng… gia tăng làm lợi
nhuận giảm và kéo theo ROA cũng giảm tương ứng.
Biến APP - Kỳ thanh tốn bình qn: Biến APP có tác động cùng chiều với ROA và có ý nghĩa thống
kê ở mức 1%. Kết quả này đúng với giả thuyết H3 đặt ra. Kết quả này cho thấy rằng s ự tăng thêm 1
ngày trong tổng số ngày phải trả bình quân dẫn đến một sự gia tăng trong tỷ suất sinh lợi. Nghiên cứu
thực nghiệm này cho thấy rằng công ty có khả năng sinh lợi cao hơn sẽ chờ lâu hơn để thanh tốn các hóa
đơn của họ và các cơng ty sử dụng nó như khoản vay ngắn hạn để tăng vốn lưu động và do đó làm tăng lợi
nhuận. Kết quả này phù hợp với quy tắc về quản trị vốn lưu động là: các công ty nên cố gắng thương
lượng với nhà cung cấp để trì hỗn các khoản thanh tốn với thời gian lâu nhất có thể.
Biến CCC - Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt: Kết quả hồi quy phân tích mối quan hệ giữa các chu kỳ
chuyển đổi tiền mặt (CCC) và khả năng sinh lợi của các công ty BĐS và XD được thể hiện trong bảng
6. Hệ số hồi quy cho thấy một mối quan hệ ngược chiều giữa CCC với ROA ở mức ý nghĩa 1%, chấp
nhận giả thuyết H4. Kết quả này ủng hộ cho quan điểm rằng chu kỳ chuyển đổi tiền mặt có mối quan hệ
ngược chiều với khả năng sinh lợi. Điều này có nghĩa là nếu cơng ty kéo dài thời gian chuyển đổi tiền
mặt thì cơng ty phải huy động thêm vốn từ các nguồn khác để đảm bảo các hoạt động ngắn hạn không bị
gián đoạn.
Biến DR - Tỷ số nợ: Biến này cho biết tổng nợ chiếm bao nhiêu phần trăm trong tổng tài sản hiện có của
cơng ty. Bảng 6 cho thấy DR có mối quan hệ ngược chiều với ROA với mức ý nghĩa 1% và phù hợp với
kỳ vọng dấu. Hệ số âm của DR cho thấy một mối quan hệ ngược chiều giữa nợ trên tổng tài sản với lợi
nhuận của một công ty. Tỷ số nợ trên tài sản được sử dụng như một đại diện của đòn bẩy. Khi địn bẩy
tăng, nó ảnh hưởng tiêu cực hoặc tích cực đến khả năng sinh lợi, nếu công ty sử dụng địn bẩy hiệu quả thì

sẽ gia tăng khả năng sinh lợi và ngược lại.

432


Biến FITA - Tỷ lệ TSCĐ: Bảng 6 cho thấy biến FITA chỉ có tác động ngược chiều với ROA và có ý
nghĩa thống kê 5%. Hệ số âm của biến TSCĐ cho thấy khi TSCĐ tăng lên nhưng lại làm giảm lợi nhuận
của công ty. Điều này thể hiện việc sử dụng TCSĐ của các công ty BĐS và XD chưa hiệu quả như sử
dụng không hết công suất của máy móc, sử dụng khơng đúng quy trình, thơng số của máy móc làm hư
hỏng, giảm tuổi thọ của TSCĐ.
Biến CR - Tỷ lệ thanh toán hiện hành: Tỷ lệ thanh toán hiện hành là thước đo lý thuyết của tính thanh
khoản. Bảng 6 cho thấy biến này khơng có tác động đáng kể đến ROA. Điều này cho thấy cơng ty đảm
bảo được nhu cầu thanh tốn ngắn hạn, có thể chi trả cổ tức cho các cổ động, nên sẽ gia tăng giá trị thị
trường của công ty.
Biến SIZE - Quy mô công ty: Kết quả ở bảng 6 cho thấy biến SIZE có tác động cùng chiều với ROA ở
mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy quy mơ của các cơng ty có quan hệ với khả năng sinh lời. Nghiên
cứu này cho thấy khả năng quản lý của các công ty BĐS và XD kém hiệu quả, dẫn đến quy mơ càng cao
thì các phí như tiền lương, chi phí mặt bằng, các chi phí khác tăng cao, khơng thu hút được các nhà đầu tư,
do đó giá thị trường của chứng khốn giảm làm kéo theo khả năng sinh lợi của công ty bị giảm.
Biến STATE - Tỷ lệ VSH nhà nƣớc: Biến STATE có tác động cùng chiều với ROA với mức ý nghĩa
10%, có nghĩa là tỷ lệ Vốn sở hữu nhà nước càng cao thì khả năng sinh lợi của DN càng lớn. Nghiên cứu
thực nghiệm này cho thấy do ngành BĐS và XD là ngành thâm dụng vốn và hoạt động kinh doanh bị ảnh
hưởng lớn bởi các chính sách của nền kinh tế vĩ mơ. Vì vậy, cơng ty có tỷ lệ Vốn sở hữu nhà nước sẽ được
hưởng lợi từ các chính sách này.
Biến SG - Tỷ lệ tăng trƣởng doanh thu: Biến này đo lường mức độ tăng trưởng doanh thu hàng năm
của công ty. Kết quả cho thấy biến này có tác động cùng chiều với ROA ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả
này cho thấy khi doanh thu bù đắp đủ chi phí bỏ ra thì doanh thu càng tăng sẽ làm tăng khả năng sinh
lợi của công ty.

5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

5.1. Kết luận
Nghiên cứu này khảo sát 72 công ty BĐS và XD niêm yết trên SGDCK Tp.HCM giai đoạn từ 2013 đến
2017. Các phương pháp được sử dụng là phân tích hồi quy Pooled OLS, Fixed effects, Random effects,
sau đó dùng các kiểm định để lựa chọn mơ hình hồi quy tốt nhất. Cuối cùng, phân tích hồi quy theo mơ
hình được lựa chọn (REM). Vốn lưu động được nghiên cứu như là một tổng thể, nhưng các bộ phận của
nó cũng đã được nghiên cứu riêng, trong đó số ngày các khoản phải thu, số ngày các khoản phải trả, số
ngày hàng tồn kho và các chu kỳ chuyển đổi tiền mặt được phân tích. Nghiên cứu này cho thấy các công
ty BĐS và XD niêm yết trên SGDCK Tp.HCM có thể quản lý vốn lưu động của mình theo cách có lợi
nhất. Kết quả này hàm ý rằng, các nhà quản lý DN ngành BĐS và XD có thể gia tăng khả năng sinh lợi
của DN mình, tạo ra giá trị gia tăng cho nhà đầu tư thông qua một chính sách quản lý vốn lưu động hợp lý.
Kết quả này là bằng chứng thực nghiệm của ngành BĐS và XD ở TTCK Tp.HCM, do đó mang lại giá trị
thiết thực đối với các DN trong ngành hơn là việc phân tích một cách chung chung với dữ liệu của tất cả
các ngành nghề, đây cũng chính là điểm mới của bài viết so với các nghiên cứu trước đây. Tuy nhiên, bài
nghiên cứu còn gặp hạn chế là chưa xét đến một số chỉ tiêu khác cũng phản ánh về khả năng sinh lợi của
DN như ROE, ROS, ROI, Tobin‟Q… và một số yếu tố (biến kiểm sốt) có thể ảnh hưởng đến khả năng
sinh lợi của DN như tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp, yếu tố khác ngoài ngành (như đặc điểm của thị
trường tài chính, nhu cầu xuất nhập khẩu nguyên vật liệu của các DN…). Đây cũng là hướng mở cho các
nghiên cứu tiếp theo.

433


5.2. Kiến nghị và gợi ý chính sách
Từ kết quả phân tích ở trên, để có thể quản trị vốn lưu động của mình theo cách có lợi nhất, từ đó gia tăng
khả năng sinh lợi của cơng ty, tác giả đưa ra một số kiến nghị như sau:
Phát triển kế hoạch vốn lƣu động tối ƣu: Một chương trình tối ưu hóa vốn lưu động có hiệu quả nên bắt
đầu với một nhiệm vụ chung từ hội đồng quản trị, giám đốc điều hành và giám đốc tài chính. Quản lý cấp
cao cần phải làm rõ rằng việc cải thiện vốn lưu động là một ưu tiên trong toàn tổ chức, và cải thiện vốn
lưu động được liên kết với cả doanh nghiệp và cá nhân thực hiện. Xác định các địn bẩy tối ưu hóa và sử
dụng chúng một cách nhất quán. Nó có thể giúp cải thiện vốn lưu động, chẳng hạn như quản lý hàng tồn

kho hiệu quả hơn, đưa số liệu thống kê vốn lưu động cụ thể vào trong dự báo và cải thiện quản trị các
thành phần của vốn lưu động. Ngoài ra, việc lập các báo cáo chi tiết giúp các công ty xem nơi nào chi phí
có thể được củng cố, điều chỉnh, do đó làm cho dự báo dễ dàng hơn và sắp xếp hợp lý hơn.
Thực hiện dự báo dịng tiền thích hợp: Q trình này sẽ đi vào xem xét các chu kỳ thị trường, các hành
động của đối thủ cạnh tranh, việc mất đi một khách hàng quan trọng và tác động của các sự kiện bất ngờ
đến thành quả kinh doanh của công ty. Đây cũng là cơ sở để xem xét các nhu cầu vốn lưu động khơng
lường trước được.
Quản lý q trình thu tiền hiệu quả hơn: Khách hàng sẽ đưa ra nhiều lý cho việc thanh toán trễ hạn.
Một trong những lý do phổ biến nhất là hố đơn khơng chính xác, do đó, lập hóa đơn chính xác là thước
đo hiệu quả của các khoản phải thu. Nợ xấu ảnh hưởng đến vốn lưu động, thường có thể được giảm bằng
cách kiểm tra tín dụng chặt chẽ hơn đối với khách hàng mới và quản lý hạn mức tín dụng một cách cẩn
thận hơn.
Quản lý hàng tồn kho tích cực: Giữ mức tồn kho không hợp lý là một trong những ảnh hưởng lớn nhất
về vốn lưu động. Do vậy phải kiểm kê định kỳ hàng tồn kho. Nhưng những thông tin thu được từ việc
kiểm kê cần phải được xem xét và thực thi. Phân tích doanh thu và số lượng bán của từng sản phẩm để
quyết định loại nào duy trì tồn kho và loại nào đặt hàng thường xuyên. Phối hợp với các khách hàng, nhà
cung cấp để có kế hoạch hàng tồn kho cách hiệu quả, tạo ra sự phù hợp giữa sản xuất của công ty với mức
tiêu thụ của khách hàng hoặc giữa mức tiêu thụ của công ty với mức sản xuất của nhà cung cấp sẽ giúp
giảm mức tồn kho. Sắp xếp quy trình đặt hàng, sản xuất và phân phối, các công ty có thể tăng hiệu quả
vốn có và tiết kiệm chi phí trực tiếp gần như ngay lập tức. Tại thời điểm này, điều khoản thanh tốn có thể
thương lượng một cách hiệu quả nhất.
Thanh toán cho nhà cung cấp đúng thời hạn: Khi cơng ty thanh tốn đúng hạn sẽ phát triển mối quan
hệ tốt với các nhà cung cấp, do đó có vị thế đàm phán thoả thuận tốt hơn các đối thủ thường xuyên thanh
toán trễ hạn. Khi đó dịng lưu chuyển tiền mặt tốt hơn.
Thiết lập các mục tiêu thúc đẩy hành vi mong muốn: Khích lệ nhân viên thu nợ bằng cách thưởng cho
người nào thu được khoản phải thu từ khách hàng đúng thời hạn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]

Athar Iqbal and Madhu Mati (2012) Relationship between Non-current Assets and firms
profitability. Munich Personal RePEc Archive Paper, No.44132.

[2]

Bititci U S, Carrie A S, McDevitt L G (1997) Integrated Performance Measurement Systems: A
Development Guide. International Journal of Operations and Production Management, vol 17 no 6,
MCB University Press, pp. 522-535.

434


[3]

Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018) Ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động tới khả
năng sinh lời của doanh nghiệp: Bằng chứng từ các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng tại Việt
Nam. Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng, số 195, tháng 08/2018, trang 39-47.

[4]

Gamze Vural và ctg (2012) Affects of Working Capital Management on Firm‟s Performance:
Eviden from Turkey. International Journal of Economics and Financial Issue, Vol 2, pp.488-495.

[5]

Gul.S và ctg (2013) Working capital management and Performance of SME sector. European
Journal of Business and Management, Vol 5, no.1.

[6]

Hoàng Trọng và ctg (2005) Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Nhà xuât bản Thống kê.

[7]

Ikram Ul Hah và ctg (2011) The Relationship between Working Capital Management and
Profitability: A Case Study of Cement Industry in Pakistan. Mediterranean Journal of Social
Sciences, Vol 2.

[8]

Makori. D. M. và Ambrose Jagomo (2013) Working Capital Management and Firm Profitability:
Empirical Evidence from Manufacturing and Construction Firms Listed on Nairobi Securities
Exchange, Kenya. International Journal of Accounting and Taxation, Vol. 1 No. 1.

[9]

Mohamad.N, and N.Saad (2010) Working Capital Management: The Effects of Profitability in
Malaysia. International Journal of Business, Vol 5, pp.140-147.

[10] Nguyễn Ngọc Hân (2012) Tác động của quản trị vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi của các công ty
thủy sản trên TTCK Việt Nam. Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Tp.HCM.
[11] Sharma, A.K., & Kumar, S. (2011) Effect of working capital management on firm profitability:
Empirical evidence from India. Global Business Review, Vol 12, pp.159-173.

435