Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở VN

PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
62
1. Giới thiệu
Quản trị vốn luân chuyển mà 
cụ thể là quản trị tài sản ngắn hạn 
và quản trị nợ ngắn hạn hiệu quả 
là một trong những nội dung quan 
trọng trong thực tế quản trị tài chính 
của bất kỳ loại hình doanh nghiệp 
nào. Trên thế giới đã có rất nhiều 
công trình nghiên cứu cho thấy 
quản trị vốn luân chuyển hiệu quả 
tác động trực tiếp lên khả năng sinh 
lợi của các công ty (Shin &̀ Soenen 
- 1998; Deloof - 2003; Lazaridis 
& Tryfonidis - 2006, Turuel & 
Solano – 2007; Nobanee et al, - 
2011; Mansoori & Muhammad – 
2012,).
Ở VN, quản trị vốn luân chuyển 
là một chủ đề không quá mới, vấn 
đề này đã và đang được xem xét 
hằng ngày trong các quyết định 
của giám đốc tài chính các công 
ty. Tuy nhiên, trong bối cảnh nền 
kinh tế đang gặp nhiều khó khăn, 
các doanh nghiệp VN đang phải 
đối mặt với những bất ổn và tiềm 
ẩn nhiều rủi ro như hiện nay thì 
việc nâng cao hiệu quả quản trị 
công ty trong đó có quản trị vốn 
luân chuyển lại trở thành một chủ 
đề thu hút sự quan tâm đặc biệt từ 
góc độ nhà quản trị doanh nghiệp. 
Đặc biệt, trong giai đoạn từ năm 
2008 đến năm 2012, khi mà hàng 
loạt những doanh nghiệp VN phải 
ngừng sản xuất, đóng cửa hoặc rơi 
vào tình trạng khốn khó, đã đặt ra 
dấu hỏi lớn về sự hữu hiệu của các 
chiến lược tài chính trước những 
thách thức cam go của nền kinh 
tế. Quản trị vốn luân chuyển như 
thế nào để gia tăng khả năng sinh 
lợi trong điều kiện kinh tế hiện nay 
vẫn là vấn đề nan giải đối với các 
doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh 
nghiệp vừa và nhỏ.
2. Cơ sở lý thuyết
Vốn luân chuyển (Working 
Capital) được định nghĩa là chênh 
lệch giữa tài sản ngắn hạn và nợ 
ngắn hạn phải trả. Theo nghĩa rộng, 
vốn luân chuyển là giá trị của toàn 
bộ tài sản ngắn hạn, những tài sản 
gắn liền với chu kỳ kinh doanh của 
công ty. Trong mỗi chu kỳ kinh 
doanh, chúng chuyển hoá qua tất 
cả các dạng - tồn tại từ tiền mặt đến 
hàng tồn kho, khoản phải thu và 
trở về hình thái cơ bản ban đầu là 
Mối quan hệ giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả năng sinh lợi: 
Bằng chứng thực nghiệm ở VN
THS. Từ THỊ KIM THOa & TS. NGuyễN THỊ uyÊN uyÊN
Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
Bài nghiên cứu này sử dụng phân tích dữ liệu bảng gồm 208 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2006 
đến 2012, bằng 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) kiểm 
định mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi ở các doanh 
nghiệp VN. Kết quả cho thấy việc quản trị vốn luân chuyển hiệu quả bằng cách rút 
ngắn kỳ thu tiền và kỳ lưu kho sẽ gia tăng khả năng sinh lợi cho các doanh nghiệp. 
Nhóm tác giả còn nghiên cứu mối quan hệ này ở một số ngành khác nhau và kết 
quả cho thấy do đặc điểm ngành khác nhau mối quan hệ giữa quản trị vốn luân 
chuyển và khả năng sinh lợi giữa các ngành cũng khác nhau.
Từ khóa: Quản trị vốn luân chuyển, chu kỳ luân chuyển tiền, khả năng sinh 
lợi, VN.
Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
63
Thời gian 
Kỳ thu tiền KPT Kỳ lưu hàng tồn kho 
Mua hàng 
tồn kho 
Bán hàng 
tồn kho 
Nhận tiền 
mặt 
Chu kỳ luân chuyển tiền 
Trả tiển mua HTK 
Kỳ phải trả người bán 
Chu kỳ kinh doanh 
tiền mặt. Với sự chuyển hoá nhanh 
như vậy, các hoạt động quản trị vốn 
luân chuyển chiếm gần như phần 
lớn thời gian và tâm trí của các nhà 
quản trị tài chính. Quản trị vốn luân 
chuyển với mục tiêu chính là phải 
đảm bảo đủ dòng tiền để các công 
ty duy trì hoạt động kinh doanh một 
cách bình thường trên cơ sở giảm 
thiểu rủi ro mất khả năng đáp ứng 
các nghĩa vụ tài chính trong ngắn 
hạn. Do vậy, hiệu quả của quản trị 
vốn luân chuyển phụ thuộc vào sự 
cân đối giữa tính thanh khoản và 
khả năng sinh lợi của doanh nghiệp 
(Filbeck, Krueger & Preece - 2007; 
Faulender & Wang - 2006): sự thiếu 
hụt vốn luân chuyển có thể gây trục 
trặc cho hoạt động kinh doanh hàng 
ngày của doanh nghiệp nhưng đầu 
tư quá nhiều vào vốn luân chuyển 
thì lại làm giảm rủi ro thanh khoản, 
sẽ làm tăng chi phí cơ hội của đầu 
tư, đặc biệt khi doanh nghiệp dùng 
nguồn vốn từ bên ngoài để tài trợ 
cho vốn luân chuyển. 
Một trong những chỉ tiêu đo 
lường hiệu quả của quản trị vốn 
luân chuyển là chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt (Cash Conversion Cycle 
- CCC) được đưa ra bởi Richards 
& Laughlin (1980). Chỉ tiêu này 
đề cập đến khoảng thời gian từ 
lúc mua nguyên vật liệu, chuyển 
đổi thành thành phẩm, bán sản 
phẩm và thu tiền khoản phải 
thu. Các doanh nghiệp có chu kỳ 
luân chuyển tiền ngắn hơn sẽ ít 
phải đầu tư vào vốn luân chuyển 
hơn và do vậy, chi phí tài trợ của 
những doanh nghiệp này thường 
thấp hơn. 
Bằng cách sử dụng chu kỳ 
luân chuyển tiền, các nhà quản 
lý có thể theo dõi làm thế nào 
để quản lý vốn luân chuyển hiệu 
quả trong chu kỳ kinh doanh của 
họ. Chu kỳ luân chuyển tiền bắt 
đầu từ khi công ty mua các nguồn 
nguyên vật liệu, sản xuất, bán 
sản phẩm và đến khi nhận được 
tiền từ các sản phẩm bán ra. Nhìn 
chung, các công ty có chu kỳ luân 
chuyển tiền mặt ngắn hơn sẽ có 
lợi hơn và tạo ra nhiều giá trị hơn 
trong thời gian dài (Mansoori và 
Muhammad - 2012).
Tổng quan nghiên cứu trước 
đây
Tác động của quản trị vốn luân 
chuyển lên khả năng sinh lợi của 
công ty đã là chủ đề chính của rất 
nhiều nghiên cứu lý thuyết lẫn 
thực nghiệm trong nhiều năm qua 
ở nhiều nước khác nhau. Phương 
thức nghiên cứu truyền thống 
đối với mối tương quan giữa chu 
kỳ luân chuyển tiền và khả năng 
sinh lợi cho thấy rằng chu kỳ 
luân chuyển tiền khá dài sẽ có xu 
hướng làm giảm khả năng sinh 
lợi (Samiloglu và Demirgunes - 
2008). Điều đó có nghĩa là giảm 
đầu tư vào vốn luân chuyển sẽ 
ảnh hưởng tích cực lên khả năng 
sinh lợi của công ty thông qua 
việc giảm tỷ trọng tài sản ngắn 
hạn trong tổng tài sản. Hầu hết 
các nghiên cứu trong lĩnh vực 
này cho thấy rằng các công ty 
có thể gia tăng khả năng sinh lợi 
bằng cách rút ngắn chu kỳ luân 
chuyển tiền bởi vì họ đã tìm thấy 
mối quan hệ nghịch biến mạnh 
mẽ giữa hai biến số này. Ở châu 
Âu và Mỹ, Shin và Soenen - 
1998 sử dụng chu kỳ thương mại 
thuần – Net Trade Cycle1 (NTC) 
trong nghiên cứu của mình đã 
tìm thấy mối quan hệ nghịch 
biến giữa chu kỳ kinh doanh 
thuần của công ty và khả năng 
sinh lợi. (Deloof, 2003) sử dụng 
chu kỳ luân chuyển tiền (CCC) 
làm thước đo quản trị vốn luân 
chuyển cho một mẫu nghiên cứu 
gồm 1.009 công ty phi tài chính 
lớn của Bỉ trong giai đoạn 1992 
– 1996 đã tìm thấy mối quan hệ 
nghịch biến giữa lợi nhuận hoạt 
động gộp và kỳ thu tiền khoản 
phải thu, kỳ lưu hàng tồn kho và 
kỳ phải trả người bán. Lazaridis 
và Trifonidis (2006) cũng tìm 
thấy mối quan hệ nghịch biến 
giữa CCC và biên lợi nhuận gộp 
khi nghiên cứu 131 công ty niêm 
yết trên thị trường chứng khoán 
Athens từ năm 2001 – 2004. 
Chatterjee (2010) cũng tìm thấy 
mối tương quan âm đáng kể giữa 
tính thanh khoản và khả năng sinh 
lợi của các công ty ở Anh và mối 
quan hệ cùng chiều giữa quy mô 
1 Net Trade Cycle = (Khoản phải thu + Hàng 
tồn kho – Phải trả người bán)* 365/Doanh thu 
thuần
Chu kỳ luân 
chuyển tiền =
Kỳ thu tiền 
khoản phải thu +
Kỳ lưu hàng 
tồn kho -
Kỳ phải trả 
người bán
Hình 1: Chu kỳ luân chuyển tiền (CCC) và chu kỳ kinh doanh
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
64
và khả năng sinh lợi của các công 
ty. Hơn nữa, cũng tồn tại tương 
quan âm đáng kể giữa nợ được 
sử dụng và khả năng sinh lợi của 
công ty. Gill, Biger & Neil (2010) 
cũng tìm thấy mối quan hệ này có 
ý nghĩa thống kê trên mẫu quan 
sát gồm 88 công ty niêm yết trên 
Sàn chứng khoán New York cho 
giai đoạn 3 năm 2005 – 2007. 
Garcia, Martins and Brandao 
(2011) đã nghiên cứu 2.974 công 
ty phi tài chính niêm yết trên 11 
thị trường chứng khoán châu Âu 
trong 12 năm 1998 – 2009, kết 
quả phân tích hồi quy GLS và 
OLS cho rằng các công ty có thể 
gia tăng khả năng sinh lợi bằng 
cách giảm khoảng thời gian vốn 
luân chuyển mà công ty nắm giữ. 
Enqvist, Graham, và Nikkinen 
(2012) đã sử dụng một mẫu dữ 
liệu bảng gồm 1.136 năm doanh 
nghiệp Phần Lan niêm yết trên 
thị trường chứng khoán Nasdaq 
OMX Helsinki từ năm 1990 đến 
2008. Họ khẳng định rằng quản 
trị vốn luân chuyển hiệu quả là 
cần thiết và có vai trò quan trọng 
trong hoạt động quản trị doanh 
nghiệp và do vậy nên được đưa 
vào kế hoạch tài chính của doanh 
nghiệp.
Ở châu Á, Nobanee; 
Abdullatif & Al Haijjar (2009) ở 
Nhật hay Azhar & Noriza (2010) 
ở Malaysia cũng tìm thấy mối 
quan hệ nghịch biến giữa chu 
kỳ luân chuyển tiền và khả năng 
sinh lợi của công ty. Vijay Kumar 
(2011) nghiên cứu ở Ấn Độ hoặc 
Mansoori & Muhammad (2012) 
cũng tìm thấy các kết quả tương 
tự. 
Riêng ở VN, tác giả Dong, 
Huynh Phuong & Jyh-tay Su 
(2010) đã nghiên cứu mối quan 
hệ giữa chu kỳ luân chuyển tiền 
và khả năng sinh lợi, được đo 
lường bằng tỷ lệ lợi nhuận hoạt 
động gộp trên một mẫu 130 công 
ty niêm yết trên thị trường chứng 
khoán VN trong giai đoạn 2006 
– 2008. Nhóm tác giả đã tìm ra 
mối quan hệ mạnh giữa khả năng 
sinh lợi và chu kỳ luân chuyển 
tiền và cho rằng ban quản trị có 
thể gia tăng giá trị tài sản cho cổ 
đông bằng cách xác định chu kỳ 
luân chuyển tiền phù hợp và duy 
trì từng thành phần của chu kỳ 
này ở mức tối ưu.
Tóm lại, tất cả các nghiên cứu 
trên đều có xu hướng chỉ ra rằng 
quản trị vốn luân chuyển có tác 
động lên khả năng sinh lợi của 
công ty. Bài nghiên cứu này 
kiểm chứng lại mối quan hệ trên 
trong một mẫu quan sát lớn hơn 
với thời gian nghiên cứu dài hơn 
cũng như nghiên cứu tác động 
trên một số ngành cụ thể.
3. Phương pháp nghiên cứu
Chúng tôi sẽ áp dụng hai 
phương pháp nghiên cứu: phân 
tích tương quan và phân tích 
hồi quy bằng các phương pháp 
Pooled OLS, GLS và FEM trên 
dữ liệu bảng.
Dữ liệu và mẫu
Dữ liệu nghiên cứu của đề tài 
lấy từ cơ sở dữ liệu của Vietstock 
bao gồm các dữ liệu của báo 
cáo tài chính thuộc các công ty 
niêm yết trên 2 sàn chứng khoán 
HOSE và HNX. Mẫu nghiên cứu 
được lấy như sau: Trong tất cả 
các công ty niêm yết trên hai sàn 
HOSE và HNX, chúng tôi loại ra 
các công ty thuộc ngành tài chính 
như ngân hàng, bảo hiểm, chứng 
khoán, các quỹ do đặc thù của 
những ngành này không phù hợp 
cho mục tiêu nghiên cứu. Chúng 
tôi cũng loại các công ty không 
đủ dữ liệu cho suốt kỳ nghiên 
cứu và các công ty có số liệu bất 
thường. Để nghiên cứu tác động 
về ngành, chúng tôi loại ra những 
ngành có ít hơn 10 công ty.
Từ cách làm trên, chúng tôi 
có được một bảng dữ liệu gồm 
208 công ty , trong vòng 7 năm 
từ 2006 - 2012, tạo thành bảng 
gồm 1.456 công ty - năm quan 
sát. Mẫu quan sát gồm các công 
ty thuộc 8 ngành khác nhau. 
Việc phân ngành dựa trên tiêu 
chí ngành sản xuất kinh doanh 
có tỷ trọng đóng góp vào doanh 
thu lớn nhất và theo hệ thống mã 
ngành chuẩn của VN VDIS.
Các biến sử dụng cho mô hình
Việc lựa chọn biến cơ bản dựa 
trên các nghiên cứu thực nghiệm 
đã thực hiện chủ yếu là từ công 
trình nghiên cứu của Garcia, 
Biến Viết tắt Công thức tính
Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp GOP (Doanh thu thuần – Giá vốn hàng bán)/Tổng tài sản – Tài sản tài chính
Kỳ thu tiền RP (Khoản phải thu/Doanh thu thuần)*365
Kỳ lưu kho IP (Hàng tồn kho/Giá vốn hàng bán)*365
Kỳ phải trả PP (Phải trả người bán/Giá vốn hàng bán)*365
Chu kỳ luân chuyển tiền CCC RCP + ICP – PDP
Quy mô của công ty SIZE Logarit tự nhiên của tổng tài sản
Tỷ số nợ DR Tổng nợ/Tổng tài sản
Tỷ số tài sản tài chính FAR Tài sản tài chính/Tổng tài sản
Tỷ số thanh toán hiện hành CR Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn
Bảng 1: Công thức của biến và từ viết tắt
Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
65
Martins and Brandao (2011).
Bảng 1 tóm tắt tất cả các biến 
được sử dụng trong bài nghiên 
cứu này, cùng với từ viết tắt và 
công thức tính toán các biến.
Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp 
(GOP) là biến phụ thuộc được 
dùng để đo lường khả năng sinh 
lợi của công ty. Sử dụng biến 
phụ thuộc này thay cho thu nhập 
trước thuế, lãi vay và khấu hao 
(EBITDA), hoặc lợi nhuận trước 
hay sau thuế là do lợi nhuận gộp 
là một trong các chỉ báo đầu tiên 
về khả năng sinh lợi của doanh 
nghiệp, gắn với “thành công” 
hoặc “thất bại” của hoạt động 
kinh doanh, không tính đến hoạt 
động tài chính và biến này có mối 
quan hệ chặt chẽ với các biến 
hoạt động khác (Chu kỳ luân 
chuyển tiền). Đó cũng là lý do 
loại tài sản tài chính ra khỏi tổng 
tài sản (Lazirdis and Tryfonidis, 
2006).
Liên quan đến các biến giải 
thích, chúng tôi sử dụng các biến 
kỳ thu tiền khách hàng (RP), kỳ 
lưu kho (IP), và kỳ phải trả người 
bán (PP), và chu kỳ luân chuyển 
tiền (CCC) để đo lường hoạt 
động quản trị vốn luân chuyển. 
Các biến này được tất cả các 
công trình nghiên cứu trước đây 
xem là biến giải thích cho mô 
hình nghiên cứu.
Chúng tôi sử dụng các biến 
như quy mô công ty (SIZE), tỷ 
số nợ (DR), và tỷ số tài sản tài 
chính (FAR), tỷ số thanh toán 
hiện hành (CR) làm các biến 
kiểm soát vì các biến này được 
cho rằng có ảnh hưởng đến khả 
năng sinh lợi của công ty. 
Giả thiết và mô hình nghiên cứu
Với mục tiêu tìm hiểu mối 
quan hệ giữa quản trị vốn luân 
chuyển và khả năng sinh lợi từ 
hoạt động kinh doanh của công 
ty, chúng tôi đặt ra các giả thiết 
nghiên cứu sau:
H0 (Null Hypothesis): Không 
có mối quan hệ giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả năng sinh lợi 
từ hoạt động kinh doanh đối với 
các doanh nghiệp VN. 
Giả thuyết chung trên được cụ 
thể hóa bằng 4 giả thuyết:
Giả thuyết 1: Không có mối 
quan hệ giữa kỳ thu tiền và khả 
năng sinh lợi từ hoạt động kinh 
doanh đối với các doanh nghiệp 
VN.
Giả thuyết 2: Không có mối 
quan hệ giữa kỳ lưu kho và khả 
năng sinh lợi từ hoạt động kinh 
doanh đối với các doanh nghiệp 
VN.
Giả thuyết 3: Không có mối 
quan hệ giữa kỳ phải trả và khả 
năng sinh lợi từ hoạt động kinh 
doanh đối với các doanh nghiệp 
VN.
Giả thuyết 4: Không có mối 
quan hệ giữa kỳ lưu chuyển tiền 
mặt và khả năng sinh lợi từ hoạt 
động kinh doanh đối với các 
doanh nghiệp VN.
Các giả thiết trên được 
nghiên cứu qua các mô hình định 
lượng:
Mô hình (1):
 Mô hình (2):
Mô hình (3):
Mô hình (4):
Trong đó, i ký hiệu cho các 
công ty, t ký hiệu cho năm và ε 
là sai số. Các biến số như được 
định nghĩa như Bảng 1 ở trên.
Các phương trình trên được 
ước lượng bằng phương pháp 
bình phương tối thiểu thông 
thường (OLS) như được sử 
dụng bởi Gill et al,.(2010), và 
Raheman & Nasr (2007). Do 
các mô hình không vi phạm các 
giả thuyết đa cộng tuyến và tự 
tương quan nhưng lại vi phạm 
giả thuyết phương sai của sai số 
thay đổi nên chúng tôi sử dụng 
phương pháp bình phương tối 
thiểu tổng quát (GLS) để xử lý 
vấn đề này.
Kết quả ước lượng hiệu ứng 
cố định (FEM) cũng được rất 
nhiều tác giả sử dụng và qua 
kiểm định và Likelihood ratio và 
Hausman test đều cho thấy rằng  ... o Đổi
67
thấy rằng một sự gia tăng hay sụt 
giảm số ngày thu tiền sẽ có ảnh 
hưởng đến khả năng sinh lợi của 
công ty. Như Mathuva (2010) 
đã giải thích rằng khách hàng 
càng thanh toán hóa đơn sớm, 
công ty càng có nhiều tiền mặt 
để tái đầu tư vào hàng tồn kho, 
do vậy doanh số đạt được càng 
cao, dẫn đến khả năng sinh lợi 
cao hơn. Đồng thời các mô hình 
2, 3 và 4 cũng cho thấy IP, PP và 
CCC có quan hệ nghịch biến với 
GOP, cụ thể với các hệ số tương 
ứng -0.0000523, -0.000323 và 
-0.0000596 (cho phương pháp 
Pooled OLS) và -0.0000404, 
-0.000325 và -0.0000465 (cho 
phương pháp GLS). Tất cả các 
hệ số ước lượng trên đều có ý 
nghĩa ở mức cao (α = 1%). Điều 
này hàm ý rằng kỳ lưu kho, kỳ 
thanh toán và chu kỳ luân chuyển 
tiền càng ngắn khả năng sinh lợi 
càng cao. Kỳ lưu kho ngắn, tức là 
hàng tồn kho được luân chuyển 
nhanh hơn, nên khả năng sinh 
lợi cao hơn. Quan hệ nghịch biến 
giữa kỳ phải trả và khả năng sinh 
lợi của công ty xuất phát từ thực 
tế rằng các công ty có khả năng 
sinh lợi càng thấp phải đợi lâu 
hơn để thanh toán các hoá đơn 
mua hàng của mình như Deloof 
(2003), hoặc từ thực tế rằng việc 
kéo dài thời gian thanh toán cho 
người bán sẽ làm ảnh hưởng đến 
uy tín của công ty và do vậy ảnh 
hưởng đến khả năng sinh lợi của 
công ty như theo Nobanee (2011). 
Tương tự, chu kỳ luân chuyển 
tiền càng ngắn, tiền tái tạo ra tiền 
nhanh hơn nên khả năng sinh lợi 
nhiều hơn. Thời gian thanh toán 
càng dài, uy tín của công ty trên 
thị trường càng giảm, càng ảnh 
hưởng đến khả năng sinh lợi. 
Đối với các biến kiểm soát 
SIZE, hai phương pháp ước 
lượng có kết quả tương đối 
khác nhau, cụ thể: Đối với ước 
lượng Pooled OLS, SIZE được 
đo lường bằng logarit nepe của 
tổng tài sản có quan hệ nghịch 
biến với GOP ở cả 4 mô hình với 
các giá trị tương ứng -0.00979, 
-0,00308, -0,00743 và -0,00271 
nhưng chỉ có mô hình 1 có ý 
nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa α 
= 10% còn các mô hình 2, 3 và 4 
không có ý nghĩa thống kê trong 
khi ở phương pháp ước lượng 
GLS, mối quan hệ nghịch biến 
này lại có ý nghĩa thống kê ở 
mức cao (α từ 1% đến 5%). Hệ số 
của các biến này tương ứng cho 
4 mô hình là -0.00915, -0,00539, 
-0,00716 và -0,00511. 
Ngoài ra, trong khi tỷ số nợ 
(LEV) và tỷ lệ thanh toán hiện 
hành (CR) có quan hệ nghịch 
biến thì FAR lại có quan hệ 
đồng biến với tỷ lệ lợi nhuận 
hoạt động. Các mối quan hệ này 
đều có ý nghĩa thống kê ở mức 
cao trừ biến CR ở phương pháp 
Pooled OLS. Công ty sử dụng nợ 
nhiều hoặc khả năng thanh toán 
hiện hành tăng sẽ ảnh hưởng tiêu 
cực đến khả năng sinh lợi của 
công ty, trong khi tỷ trọng tài sản 
tài chính tăng sẽ làm gia tăng lợi 
nhuận hoạt động của công ty.
Như vậy, có thể kết luận rằng 
có mối quan hệ giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả năng sinh lợi 
đối với các doanh nghiệp VN, 
hàm ý rằng giả thuyết Ho của 
Biến phụ thuộc: GOP
Phương pháp hiệu ứng cố định – FEM (Cố định theo thời gian)
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
SIZE -0.0448*** -0.0443*** -0.0467*** -0.0439***
(-4.83) (-4.63) (-5.00) (-4.56) 
LEV -0.0722 -0.0782 -0.0644 -0.0808
(-1.09) (-1.16) (-1.01) (-1.20) 
FAR 0.501 0.496 0.502 0.496
-1.64 -1.62 -1.65 -1.62
CR -0.00172 -0.00191 -0.00196 -0.00189
(-1.70) (-1.52) (-1.58) (-1.52) 
RP -0.000381*** 
(-8.11) 
IP -0.0000228* 
(-2.34) 
PP -0.000121* 
(-2.25) 
CCC -0.0000263** 
(-2.62) 
_CONS 0.818*** 0.795*** 0.819*** 0.791***
-6.42 -6.12 -6.28 -6.06
N 1456 1456 1456 1456
Bảng 4: Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lời (2006 – 
2012): Phương pháp Pooled OLS và phương phá GLS có trọng số theo công ty
Ghi chú: *, ** và *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10, 5 và 1%. Các số trong ngoặc là 
chỉ số t-statistic.
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
68
nghiên cứu bị bác bỏ. Cụ thể 
hơn, có mối quan hệ nghịch biến 
giữa kỳ phải thu, kỳ lưu kho, kỳ 
phải trả và chu kỳ luân chuyển 
tiền lên tỷ lệ lợi nhuận hoạt động 
gộp của công ty.
Mô hình GLS giúp giải quyết 
vấn đề phương sai của sai số thay 
đổi. Tuy nhiên, để xem xét tác 
động của các công ty khác nhau 
đến khả năng sinh lợi, chúng tôi 
sử dụng mô hình hiệu ứng cố 
định – Fixed Effect Model, cố 
định theo thời gian để kiểm tra 
tác động này. Kết quả của mô 
hình được trình bày trong Bảng 
5.
Kết quả trên cho thấy giống 
như ước lượng bằng pooled 
OLS hay GLS, kỳ thu tiền, kỳ 
lưu kho, kỳ phải trả và chu kỳ 
luân chuyển tiền có các hệ số âm 
như trong bảng trên. Tuy nhiên, 
mức ý nghĩa của các hệ số lại 
khác nhau, cụ thể: biến RP có ý 
nghĩa ở mức α =1%, biến CCC 
có ý nghĩa ở mức α = 5%, còn 
IP và PP chỉ có ý nghĩa ở mức α 
= 10%. 
Đối với các biến kiểm soát, 
trong cả 4 mô hình, các biến kiểm 
soát có dấu phù hợp với kết quả 
ước lượng bằng hai phương pháp 
OLS và GLS cũng như phần lớn 
kết quả nghiên cứu thực nghiệm 
ở các nước khác: các biến SIZE, 
LEV và CR có tương quan âm 
trong khi biến FAR có tương 
quan dương. Tuy nhiên, xét về 
mức ý nghĩa thống kê thì khác 
hai mô hình trên, chỉ có biến 
SIZE có dấu âm thể hiện quan 
hệ nghịch biến với khả năng sinh 
lợi và ở mức ý nghĩ cao (α =1%) 
trong khi các biến còn lại LEV, 
FAR, CR đều không có ý nghĩa 
thống kê trong cả 4 mô hình. 
Như vậy, cả 3 phương pháp 
ước lượng đều cho kết quả tương 
đối nhất quán với nhau cả về dấu, 
độ lớn các hệ số hồi quy cũng như 
các mức ý nghĩa thống kê. Điều 
này càng củng cố thêm kết luận 
rằng quản trị vốn luân chuyển có 
tác động đến khả năng sinh lợi 
của các doanh nghiệp VN. Ban 
quản trị công ty có thể nâng cao 
khả năng sinh lợi cho các doanh 
nghiệp của mình bằng cách giảm 
số ngày thu tiền, giảm thời gian 
lưu kho, giảm thời gian thanh 
toán các hóa đơn cũng như giảm 
kỳ lưu chuyển tiền. 
Biến phụ thuộc: GOP
Pooled OLS GLS
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
SIZE -0.00979* -0.00308 -0.00743 -0.00271 -0.00915*** -0.00539** -0.00716*** -0.00511** 
(-2.31) (-0.70) (-1.71) (-0.62) (-5.61) (-3.28) (-4.55) (-3.09) 
LEV -0.223*** -0.242*** -0.231*** -0.242*** -0.222*** -0.257*** -0.237*** -0.257***
(-7.66) (-8.08) (-7.64) (-8.11) (-18.03) (-20.71) (-18.81) (-20.88) 
FAR 0.294*** 0.282*** 0.280*** 0.284*** 0.133*** 0.113*** 0.112*** 0.114***
-6.77 -6.32 -6.28 -6.37 -5.34 -4.53 -4.44 -4.59
CR -0.00294 -0.00316 -0.00376 -0.00302 -0.00429*** -0.00466*** -0.00492*** -0.00457***
(-1.54) (-1.61) (-1.92) (-1.54) (-3.50) (-3.75) (-3.95) (-3.70) 
RP -0.000778*** -0.000572*** 
(-10.29) (-16.46) 
IP -0.0000523*** -0.0000404*** 
(-4.52) (-7.68) 
PP -0.000323*** -0.000325*** 
(-4.34) (-8.80) 
CCC -0.0000596*** -0.0000465***
(-5.25) (-8.34) 
_cons 0.499*** 0.384*** 0.441*** 0.381*** 0.477*** 0.417*** 0.436*** 0.415***
(9.38) (7.04) (8.09) (7.02) (22.47) (19.94) (21.74) (19.69)
N 1456 1456 1456 1456 1456 1456 1456 1456
Bảng 5: Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lời (2006 – 2012): 
Phương pháp Hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model-FEM), cố định theo thời gian.
Ghi chú: *, ** và *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10, 5 và 1%. Các số trong ngoặc là chỉ số t-statistic.
Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
69
Biến phụ thuộc: GOP
Phương pháp hiệu 
ứng cố định – FEM
Phương pháp bình 
phương bé nhất tổng 
quát - GLS
Mô hình 4 Mô hình 4
CCC -0.0000306** -0.0000342***
(-3.95) (-3.40) 
SIZE -0.00167 -0.0025
(-0.20) (-0.67) 
LEV -0.189** -0.197***
(-5.58) (-7.52) 
FAR 0.349 0.196***
-2.04 -4.97
CR -0.00324 -0.00456** 
(-1.49) (-3.01) 
Ngành nông nghiệp, lâm nghiệp, thủy 
sản (A) -0.0219 -0.00364
(-1.03) (-0.18) 
Ngành khai khoáng (B) 0.0397* 0.0489* 
-2.65 -2.26
Ngành sản xuất, phân phối điện, khí 
đốt, nước nóng, hơi nước và điều hoà 
không khí (D)
-0.0809*** -0.0809***
(-18.64) (-3.89) 
Ngành xây dựng (F) -0.0968*** -0.0952***
(-15.75) (-6.85) 
Ngành bán buôn, bán lẻ; sửa chữa ô 
tô, mô tô, xe máy và xe có động cơ 
khác (G)
-0.0470* -0.0337* 
(-2.77) (-2.07) 
Ngành vận tải, kho bãi (H) -0.0116 -0.0331* 
(-0.54) (-2.04) 
Ngành bất động sản (L) -0.119** -0.0999***
(-5.73) (-4.45) 
_cons 0.364** 0.390***
-4.11 -8.43
N 1456 1456
Phân tích hồi quy theo ngành
Bước thứ 2 của phân tích hồi 
quy, chúng tôi kiểm định xem có 
sự khác biệt nào giữa các ngành 
trong mẫu trong mối quan hệ 
quản trị vốn luân chuyển và khả 
năng sinh lợi bằng cả hai phương 
pháp GLS và Fixed Effect. Các 
công ty trong mẫu nghiên cứu 
này thuộc 8 ngành kinh tế khác 
nhau. Việc phân loại ngành dựa 
trên bảng phân ngành chuẩn 
của 2 sàn HOSE và HNX dựa 
trên tiêu chí tiêu chí tỷ lệ ngành 
chiếm tỷ trọng trong doanh số 
cao nhất. Thực hiện nghiên cứu 
này, chúng tôi chọn ngành công 
nghiệp chế biến, chế tạo (Mã: C) 
làm ngành cơ sở và đặt 7 biến giả 
cho các ngành còn lại với giá trị 
bằng 1 nếu là ngành đó, bằng 0 
nếu không phải ngành đó. Chúng 
tôi chỉ tiến hành hồi quy cho mô 
hình 4 bằng cả 2 phương pháp 
GLS và FEM vì CCC là biến 
đại diện cho quản trị vốn luân 
chuyển của công ty. Bảng 6 dưới 
đây trình bày chi tiết các hệ số 
ước lượng theo ngành cho mô 
hình 4.
Theo kết quả hồi quy trên đây, 
tất cả các ngành đều có tương 
quan âm giữa quản trị vốn luân 
chuyển với khả năng sinh lợi của 
công ty (GOP) với biến đại diện 
là CCC. Các ngành sản xuất, phân 
phối điện, khí đốt, nước nóng, hơi 
nước và điều hoà không khí (D) 
và ngành xây dựng tương quan 
âm với mức ý nghĩa rất cao (1%) 
trong khi ngành vận tải, kho bãi 
(H) và ngành nông nghiệp, lâm 
nghiệp, thủy sản (A) lại không có 
ý nghĩa thống kê. 
Đối với ngành công nghiệp 
chế biến chế tạo, chu kỳ luân 
chuyển tiền (CCC) giảm 1 ngày 
thì lợi nhuận gộp từ hoạt động 
Bảng 6: Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi – 
Mô hình 4
Ghi chú: *, ** và *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10, 5 và 1%. Các số trong ngoặc là 
chỉ số t-statistic.
kinh doanh (GOP) trung bình 
của các công ty trong ngành tăng 
0.00306% với mức ý nghĩa α 
=5%. Trong khi đó, cũng với 1 
ngày giảm trong CCC lại làm cho 
GOP trung bình của ngành xây 
dựng (f) và ngành sản xuất, phân 
phối điện, khí đốt, nước nóng, 
hơi nước và điều hoà không khí 
(D) tăng cao hơn ngành công 
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 14 (24) - Tháng 01-02/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
70
nghiệp chế biến, chế tạo tương 
ứng là 9,68% và 0.0809. Cả 
hai đều có α =1%. Ngành bất 
động sản (l) là ngành có mức 
tăng GOP trung bình cao nhất, 
và ngành vận tải kho bãi (h) là 
ngành có mức tăng thấp nhất so 
với ngành công nghiệp chế biến, 
chế tạo khi giảm 1 ngày CCC. 
Lợi nhuận hoạt động trung bình 
của hai ngành này tương ứng cao 
hơn ngành công nghiệp chế biến, 
chế tạo là 11,9% và 1,16% với 
mức ý nghĩa thống kê α =5% cho 
ngành bất động sản trong khi con 
số của ngành vận tải, kho bãi lại 
không có ý nghĩa thống kê.
5. Kết luận
Chúng tôi đã nghiên cứu mối 
quan hệ giữa quản trị vốn luân 
chuyển và khả năng sinh lợi từ 
hoạt động kinh doanh ở 208 công 
ty niêm yết trên hai Sở Giao dịch 
Chứng khoán TP.HCM (HOSE) 
và Hà nội (HNX) từ năm 2006 
đến năm 2012. Kết quả nghiên 
cứu bằng các phương pháp khác 
nhau đều đã chứng minh cho 
thấy quản trị vốn luân chuyển 
được đo lường bằng chu kỳ luân 
chuyển tiển (CCC) có tác động 
âm lên tỷ suất sinh lợi hoạt động 
kinh doanh của công các công 
ty. Chúng tôi cũng tìm thấy mối 
quan hệ nghịch biến và có ý 
nghĩa về mặt thống kê giữa kỳ 
thu tiền (RP) và kỳ lưu kho (IP 
và kỳ phải trả (PP) với tỷ lệ lợi 
nhuận hoạt động từ hoạt động 
kinh doanh (GOP). Điều này hàm 
ý rằng các công ty có thể gia tăng 
lợi nhuận của mình bằng cách rút 
ngắn kỳ thu tiền, kỳ lưu kho và 
kỳ phải trả. Tuy nhiên, mức độ 
tác động không lớn. Kết quả này 
hoàn toàn nhất quán với rất nhiều 
công trình nghiên cứu trước đó, 
cụ thể như Raheman và Nasr, và 
Deloof (2003), Garcia, Martins 
và Brandao (2011) và Mansoori 
và Muhammad (2012)
Nhìn chung, kết quả phân tích 
của chúng tôi cho thấy rằng các 
công ty có thể xem xét hoạt động 
quản trị tài chính của mình để có 
thể nâng cao khả năng sinh lợi và 
qua đó gia tăng giá trị tài sản cho 
cổ đông. Một cách để thực hiện 
điều đó chính là tối ưu hóa chu 
kỳ luân chuyển tiền, hay nói khác 
đi quản trị vốn luân chuyển một 
cách có hiệu quả, ban quản trị 
công ty có thể cải thiện khả năng 
sinh lợi cho công ty. Một mặt, 
giảm kỳ phải thu, kỳ lưu kho và 
kỳ phải trả sẽ làm tăng khả năng 
thanh khoản cho công ty, nhờ 
đó tác động tích cực đến vị thế 
tài chính của công ty. Mặt khác, 
quản trị vốn luân chuyển tốt có 
thể giúp phát triển các hình thức 
tài trợ khác bởi vì các tổ chức tín 
dụng, những người sẽ xem xét 
và đánh giá cơ cấu bản cân đối 
kế toán của công ty khi đưa ra 
quyết định tài trợ sẽ đầu tư thêm 
vào những công ty có vị thế tài 
chính mạnh và rút bớt vốn hoặc 
giảm cho vay với những công 
ty có vị thế tài chính không tốt. 
Ngoài ra, ở các ngành khác nhau, 
mối tương quan giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả năng sinh lợi 
cũng tương đối khác nhau.
Bài nghiên cứu này mới dừng 
ở nghiên cứu mối quan hệ giữa 
quản trị vốn luân chuyển và tỷ lệ 
lợi nhuận hoạt động của doanh 
nghiệp. Trong tương lai, chúng 
tôi sẽ mở rộng nghiên cứu mối 
quan hệ này với giá trị thị trường 
cũng như khả năng thanh khoản 
của công ty với khoảng thời gian 
dài hơn và số công ty lớn hơnl 
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Azhar, N., & Noriza, M. (2010), “Working 
Capital Management: The Effect of 
Market Valuation and Profitability in 
Malaysia”, International Journal of 
Business and Management, 5 (11), 140-
147. 
Chatterjee (2010), Impact of Working Capital 
Management on the Profitability of the 
Listed Companies in the London Stock 
Exchange, 
papers.cfm?abstract_id=1587429 
Deloof, M. (2003), “Does Working Capital 
Management Affect Profitability of 
Belgian Firms?”, Journal of Business 
Finance & Accounting, 30 (3-4), 573-
588. 
Dong, Huynh Phuong & Jhy-tay Su (2010), 
“The Relationship between Working 
Capital Management and Profitability: A 
Vietnam Case”, International Research 
Journal of Finance and Economics, 
Issue 49, pp.59-67.
Enqvist, Graham, & Nikkinen (2012), The 
Impact of Working Capital Management 
on Firm Profitability in Different Business 
Cycles: Evident from Finland, http://
papers.ssrn.com/abstract=1794802
Faulkender, M., & Wang, R. (2006), 
“Corporate Financial policy and the 
Value of Cash”, Journal of Finance (61), 
1957-1997. 
Filbeck, G., Krueger, T., & Preece, D. (2007), 
“CFO Magazin’s Working Capital 
Survey: Do Selected Firms Work for 
Shareholders?”, Quarterly Journal of 
Business & Economices, 46 (2), 3-22. 
Garcia, Martins & Brandao (2011), The 
Impact of Working Capital Management 
upon Companies’ Profitability: Evidence 
from European Companies, FEP 
Working Papers, n.438, Nov. 2011.
Gill, A., Biger, N., & Neil, M. (2010), “The 
Relationship Between Working Capital 
Management And Profitability: Evidence 
From The United States”, Business and 
Economics Journal, 10, 1-9. 
(Xem tiếp trang 90)