Tác động của quản trị vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lợi của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

29
Tác động của quản trị ...
TÓM TẮT 
B̀i nghiên ću tìm hỉu t́c đ̣ng c̉a qủn 
tṛ v́n luân chuỷn lên tỷ suất sinh lợi c̉a ćc 
công ty niêm ýt trên tḥ trường ch́ng khón 
Vịt Nam giai đọn 2010 – 2015. Phương ph́p 
ước lượng cho mô hình hồi quy được sử dụng 
l̀ bằng Pool OLS, REM, FEM v̀ FGLS với 
dữ lịu b̉ng gồm 1158 quan śt trong khỏng 
thời gian 6 nĕm. Ḱt qủ cho thấy vịc qủn 
tṛ v́n luân chuỷn có t́c đ̣ng lên tỷ suất sinh 
lợi c̉a ćc công ty, cụ th̉ l̀ rút ngắn kỳ thu 
tìn bình quân (RCP), kỳ tr̉ tìn bình quân 
(PDP), kỳ luân chuỷn h̀nh tồn kho (ICP) v̀ 
chu kỳ chu chuỷn tìn (CCC) sẽ l̀m gia tĕng 
tỷ suất sinh lợi cho ćc công ty. 
Từ khóa: Vốn luân chuyển, chu kỳ chu 
chuyển tìn, tỷ suất sinh lợi, Việt Nam.
TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN LÊN TỶ SUẤT 
SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG 
CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
 Bùi Hữu Phước1, Nguyễn Chiêu Thụy2, 
Ngô Vĕn Toàn3
EFFECTS OF WORKING CAPITAL MANAGEMENT ON PROFITABILITY 
OF LISTED COMPANIES IN THE VIETNAM STOCK EXCHANGE
ABSTRACT
The paper explores the impact of capital 
management on turnover ratios of companies 
listed on the Vietnam stock market for the 
period 2010 - 2015. The estimation method 
for the regression model is used by Pool OLS, 
REM, FEM and FGLS with 1158 observation 
table data over a 6 year period. The results 
show that circular capital management has 
an impact on companies return-to-earnings 
ratios, such as Receivables collection period 
(RCP), Payables deferral period (PDP) 
Inventory conversion period (ICP) and 
Cash conversion cycle (CCC) will increase 
companies proit margins.
Keywords: Working capital, Cash 
conversion cycle, Proitability, Vietnam.
 1 TS. GV. Khoa T̀i ch́nh - Ngân h̀ng. Trường đ̣i ḥc T̀i ch́nh - Marketing.
ĐT: 0913 100 394; Email: ductcdn@yahoo.com
2 ThS. GV. Khoa Ḱ tón - Tài chính - Ngân h̀ng, Trường đ̣i ḥc Cửu Long.
ĐT: 0909 213 592; Email: nguyenchieuthuy@mku.edu.vn
3 ThS. GV. Khoa T̀i ch́nh - Ngân h̀ng, Trường đ̣i ḥc T̀i ch́nh - Marketing. NCS. Trường đ̣i ḥc 
Ngân h̀ng Tp.HCM. Email: ngovantoan2425@gmail.com
30
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
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 quản trị tài chính của bất kỳ 
loại hình doanh nghiệp nào. Quản trị vốn luân 
chuyển còn duy trì quan hệ giữa từng bộ phận 
cấu thành cũng như tổng thể của vốn luân 
chuyển một cách hợp lý và tìm ra các nguồn 
vốn phù hợp để tài trợ cho vốn luân chuyển. 
Như vậy, quản trị vốn luân chuyển tác động 
tṛc tiếp lên trạng thái sinh lợi và rủi ro của 
các công ty. Quản trị tốt vốn luân chuyển góp 
phần đẩy nhanh việc sản xuất kinh doanh, sử 
dụng hợp lý các nguồn vốn, tiết kiệm chi phí 
vốn thấp nhất và cuối cùng là mang lại lợi 
nhuận cao nhất cho công ty. Nhưng việc quản 
trị vốn luân chuyển như thế nào là tốt? và mức 
độ tác động của việc quản trị vốn luân chuyển 
đến tỷ suất sinh lợi của các công ty ra sao? 
Đây là câu hỏi khó cho các công ty hiện nay 
và đặc biệt là các công ty niêm yết trên sàn 
chứng khoán.
Vốn luân chuyển trong các công ty luôn 
đóng vai trò quan trọng cho việc duy trì và 
phát triển hoạt động kinh doanh. Ṣ quản trị 
vốn luân chuyển có thể được định nghĩa như 
một ṣ duy trì mức độ tài sản ngắn hạn và 
nợ ngắn hạn phù hợp nhằm duy trì tốt hoạt 
động công ty, tận dụng tối đa nguồn vốn và tối 
thiểu hóa chi phí, tạo ra đủ tiền để thanh toán 
các nghĩa vụ ngắn hạn cũng như đầu tư thêm 
vào sản xuất kinh doanh. Mỗi công việc kinh 
doanh đều cần vốn luân chuyển để tồn tại và 
duy trì hoạt động. Vốn luân chuyển là ṣ sống 
của một công ty nó rất cần thiết cho một công 
ty để duy trì tính thanh khoản và lợi nhuận. 
Với mục đích nghiên cứu tác động lên tỷ 
suất sinh lợi của các công ty niêm yết, nhóm 
tác giả đã chọn đề tài “T́c đ̣ng c̉a qủn 
tṛ v́n luân chuỷn lên tỷ suất sinh lợi c̉a 
ćc công ty niêm ýt trên tḥ trường ch́ng 
khón Vịt Nam” để nghiên cứu. 
2. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC CÓ LIÊN 
QUAN VÀ GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU
2.1. Các nghiên cứu trước có liên quan
Lazaridis & Tryfonidis (2006) đã điều 
tra các mối quan hệ giữa lợi nhuận công ty 
và quản trị vốn luân chuyển. Tác giả chọn 
được một mẫu của 131 công ty niêm yết trong 
TTCK Athens từ nĕm 2001 - 2004. Trong đó, 
tỷ suất sinh lợi thuần là biến phụ thuộc được 
sử dụng để đo lường lợi nhuận của công ty 
và chu kỳ luân chuyển tiền mặt và các thành 
phần của nó như kỳ thu tiền bình quân, kỳ trả 
tiền bình quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho 
là các biến độc lập được dùng để đo lường 
việc quản trị vốn luân chuyển. Tác giả còn 
đưa vào mô hình ba biến kiểm soát đó là tỷ lệ 
nợ, quy mô công ty và tỷ lệ đầu tư tài chính 
dài hạn. Tác giả nhận thấy tỷ suất sinh lợi có 
quan hệ tương quan âm với các biến chu kỳ 
chuyển đổi tiền mặt, kỳ thu tiền và số ngày 
tồn kho. Do đó quản lý tốt chu kỳ chuyển đổi 
tiền được sử dụng như một biện pháp nâng 
cao hiệu quả quản lý vốn. Do đó việc quản 
lý vốn luân chuyển sẽ ảnh hưởng đến tỷ suất 
sinh lợi của công ty. 
Juan García-Teruel và Martinez-Solano 
(2007) đã cung cấp bằng chứng tḥc nghiệm 
về tác động của quản lý vốn luân chuyển trên 
tỷ suất sinh lợi của một mẫu 8872 công ty 
vừa và nhỏ của Tây Ban Nha từ nĕm 1996 
– 2002. Trong đó, tỷ suất sinh lợi (ROA) là 
biến phụ thuộc được sử dụng để đo lường 
lợi nhuận của công ty và chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt (CCC) và các thành phần của nó như 
kỳ thu tiền (AR), kỳ trả tiền (AP), kỳ luân 
chuyển hàng tồn kho (INV) là các biến độc 
lập được dùng để đo lường việc quản trị vốn 
luân chuyển. Tác giả còn đưa vào mô hình 
31
Tác động của quản trị ...
bốn biến kiểm soát đó là tỷ lệ nợ (DEBT), 
quy mô công ty (SIZE), tốc độ tĕng doanh 
thu (SGROW) và tỷ lệ tĕng trưởng GDP. Kết 
quả cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa 
lợi nhuận của các công ty vừa và nhỏ với 
kỳ thu tiền và số ngày tồn kho. Kỳ trả tiền 
cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tài 
sản của một số công ty. Tác giả chứng minh 
rằng các nhà quản lý có thể tạo ra giá trị lợi 
nhuận của công ty bằng cách giảm số ngày 
các khoản phải thu và hàng tồn kho. Việc rút 
ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền cũng cải thiện 
khả nĕng sinh lợi của công ty. Tác giả rút ra 
kết luận các công ty vừa và nhỏ muốn quản 
lý tốt vốn luân chuyển thì họ cũng có thể tạo 
ra giá trị bằng cách giảm kỳ thu tiền và số 
ngày tồn kho của công ty ở mức tối thiểu, 
hoặc là mức hợp lý.
Nghiên cứu của (Al-Debi’e, 2011) nhằm 
khảo sát mối quan hệ giữa khả nĕng sinh lời 
và các biện pháp quản lý vốn luân chuyển cho 
các công ty công nghiệp niêm yết ở Jordan 
trong giai đoạn 2001-2010. Việc quản lý hiệu 
quả vốn luân chuyển sẽ làm tĕng khả nĕng 
sinh lời cho các công ty. Kết quả cho thấy có 
ít khả nĕng sinh lời cho các công ty chờ đợi 
lâu hơn để bán những sản phẩm, thu gom từ 
bán chịu và tiền trả cho các nhà cùng cấp hàng 
hóa. Hơn nữa, kết quả cho thấy bất chấp mức 
độ lợi nhuận của các công ty công nghiệp ở 
Jordan trả cho nhà cung cấp trước khi thu từ 
bán chịu. Các biến số kiểm soát (quy mô, đòn 
bẩy và tĕng trưởng GDP) bao gồm trong tất 
cả các mô hình hồi quy là đáng kể và có kỳ 
vọng dấu như ḍ kiến. Khả nĕng sinh lợi gia 
tĕng cùng với tĕng trưởng GDP và giảm với 
đòn bẩy.
Trong bài nghiên cứu của tác giả (Arbidane 
& Ignatjeva, 2012) sử dụng dữ liệu báo cáo 
hàng nĕm của 128 công ty tại khu ṿc sản xuất 
Latvia từ nĕm 2004 - 2010. Các số liệu được 
thu thập từ Cục Thống kê Trung ương và cơ 
sở dữ liệu của các công ty tại Latvia. Để xác 
định mối quan hệ giữa lợi nhuận và quản trị 
vốn luân chuyển tác giả nghiên cứu các mô 
hình gồm hai biến phụ thuộc là lợi nhuận hoạt 
động gộp (GOP) và tỷ lệ lợi nhuận trên tổng 
tài sản (ROA); kỳ luân chuyển hàng tồn kho 
(ICP), kỳ trả tiền bình quân (PDP), kỳ thu 
tiền bình quân (RCP), chu kỳ chu chuyển tiền 
(CCC) là các biến độc lập. Ngoải ra tác giả 
còn đưa vào mô hình hai biến kiểm soát đó là 
quy mô công ty và tỷ lệ thanh toán hiện hành. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa 
các thành phần quản lý vốn luân chuyển và lợi 
nhuận. Một mối tương quan nghịch biến đáng 
kể đã được quan sát trong các công ty là duy 
nhất giữa ROA và RCP. Chu kỳ chuyển đổi 
tiền, kỳ phải trả và ROA cũng có tương quan 
nghịch biến nhưng không đáng kể. Điều này 
phù hợp với quan điểm cho rằng khoảng thời 
gian giữa chi tiêu cho mua nguyên vật liệu và 
thời gian của bán thành phẩm có thể là quá 
dài, và giảm thời gian trễ này làm tĕng khả 
nĕng sinh lợi (Deloof, 2003).
Nghiên cứu (Mansoori & Muhammad, 
2012; Bhatia & Srivastava, 2016) tập trung 
vào việc quản trị vốn luân chuyển trên hoạt 
động công ty và làm sáng tỏ hơn vấn đề ảnh 
hưởng quản lý hiệu quả vốn luân chuyển đến 
lợi nhuận công ty. Dữ liệu thu thập từ 92 công 
ty bao gồm 5 ngành đó là ngành điện tử, xây 
ḍng và vật liệu, công nghệ phần cứng, kỹ 
thuật công nghiệp, sản xuất tḥc phẩm trong 8 
nĕm từ nĕm 2004 - 2011. Một số gợi ý chính 
đã được nêu ra từ những phát hiện của nghiên 
cứu như nhà quản lý sẽ cải thiện hiệu suất của 
họ và tĕng lợi nhuận công ty bằng cách rút 
ngắn chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, rút ngắn thời 
gian thu tiền và thời gian chuyển đổi hàng 
tồn kho, rút ngắn thời gian phải trả sẽ tĕng lợi 
nhuận công ty.
32
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên 
Uyên (2014) tác giả phân tích dữ liệu gồm 208 
công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE và 
HNX trong giai đoạn 2006 đến 2012, bằng các 
ước lượng bình phương tối thiểu (OLS), mô 
hình hiệu ứng cố định (FEM) và bình phương 
tối thiểu tổng quát (GLS) để kiểm định. Từ 
kết quả trên cho thấy việc quản trị vốn luân 
chuyển hiệu quả bằng cách rút ngắn kỳ thu 
tiền và kỳ lưu kho sẽ gia tĕng khả nĕng sinh lợi 
cho các doanh nghiệp. Tác giả Bùi Ngọc Toản 
(2016) đã tḥc hiện kiểm định ṣ tác động của 
chính sách vốn lưu động đến khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản (ROA) của 35 doanh nghiệp 
ngành bất động sản Việt Nam giai đoạn 2010-
2014. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, các 
thành phần của vốn lưu động gồm: kỳ thu tiền 
bình quân (AR), kỳ luân chuyển hàng tồn kho 
(INV), chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) có 
tác động ngược chiều đến khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản (ROA). Ngoài ra, tác giả cũng 
tìm thấy tác động của quy mô doanh nghiệp 
(SIZE), tỷ lệ đòn bẩy (LEV) và tỷ lệ tĕng 
trưởng kinh tế (GDP) đến khả nĕng sinh lợi 
trên tổng tài sản (ROA).
2.2. Cơ sở lý thuyết và giả thiết nghiên cứu
Biến phụ thuộc: Trong nghiên cứu này, 
nhóm tác giả chọn ch̉ tiêu ROA làm biến phụ 
thuộc để nghiên cứu ṣ tác động của quản 
trị vốn luân chuyển lên tỷ suất sinh lời (Juan 
García-Teruel và Martinez-Solano, 2007; 
Bhatia và Srivastava, 2016).
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản 
(ROA): Ch̉ tiêu này dùng để đo lường khả 
nĕng sinh lợi so với tài sản, hay nói cách 
khác phản ánh mức sinh lợi của vốn kinh 
doanh, tức là cứ một đồng tài sản bỏ ra trong 
kỳ sẽ thu được bao nhiêu đồng lợi nhuận.
Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản =
(Lợi nhuận ròng)
(Tổng tài sản bình quân)
 Các biến độc lập tham gia vào mô hình:
Kỳ thu tiền bình quân (RCP): Kỳ thu 
tiền bình quân (thời gian 1 vòng quay các 
khoản phải thu) được xác định theo công thức 
sau:
Kỳ thu tiền bình quân =
Bình quân các khoản phải thu ×365
Doanh thu thuần
Ch̉ tiêu này cho biết trong kỳ phân tích 
thời gian mà công ty thu được khoản phải thu. 
Ch̉ tiêu này càng ngắn chứng tỏ tốc độ thu hồi 
tiền càng nhanh, công ty ít bị chiếm dụng vốn. 
Ngược lại thời gian của một vòng quay càng 
dài, chứng tỏ tốc độ thu hồi tiền hàng ngày 
càng chậm, số vốn công ty bị chiếm dụng 
nhiều.
Thông thường khi phân tích ch̉ tiêu này 
có thể so sánh với kỳ thu tiền bình quân của 
kỳ phân tích với kỳ kế hoạch hoặc so sánh với 
thời gian bán hàng quy định ghi trong hợp 
đồng kinh tế cho khách hàng. Qua phân tích 
thấy được tình hình thu hồi nợ của công ty, để 
từ đó có các biện pháp thu hồi nợ nhằm góp 
phần ổn định tình hình tài chính.
Gỉ thít 1: Kỳ thu tìn bình quân(RCP) 
t́c đ̣ng lên tỷ suất sinh lợi c̉a ćc công ty 
niêm ýt ở Vịt Nam.
Kỳ trả tiền bình quân (PDP): Kỳ trả tiền 
bình quân (thời gian 1 vòng quay các khoản 
phải trả) được xác định theo công thức sau:
Kỳ trả tiền bình quân =
Bình quân các khoản phải trả ×365
Giá vốn hàng bán
Ch̉ tiêu này cho biết trong kỳ phân tích 
thời gian bình quân mà công ty trả tiền cho 
khoản mua chịu. Ch̉ tiêu này càng ngắn chứng 
tỏ tốc độ thanh toán tiền hàng càng nhanh, khả 
nĕng tài chính của công ty dồi dào. Nếu ch̉ 
tiêu này quá cao sẽ dẫn đến công ty chiếm 
dụng vốn nhiều, công nợ sẽ dây dưa kéo dài, 
ảnh hưởng đến chất lượng tài chính và uy tín 
của công ty.
Thông thường khi phân tích ch̉ tiêu này 
33
Tác động của quản trị ...
ta có thể so sánh với kỳ trả tiền bình quân của 
kỳ phân tích với kỳ kế hoạch hoặc so sánh với 
thời gian mua hàng chịu quy định ghi trong 
hợp đồng kinh tế của người bán. Qua phân tích 
thấy được tình hình thanh toán các khoản nợ 
cho người bán, để từ đó có các biện pháp huy 
động vốn nhằm đáp ứng nhu cầu thanh toán 
góp phần ổn định tình hình tài chính và nâng 
cao uy tín cho công ty.
Gỉ thít 2: Kỳ tr̉ tìn bình quân (PDP) 
t́c đ̣ng lên tỷ suất sinh lợi c̉a ćc công ty 
niêm ýt ở Vịt Nam.
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho (ICP): Kỳ 
luân chuyển hàng tồn kho (số ngày bình quân 
của một vòng quay kho) được xác định theo 
công thức sau:
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho =
Bình quân hàng tồn kho ×365
Giá vốn hàng bán
Ch̉ tiêu này cho biết thời gian bình quân 
ḍ trữ hàng hóa. Ch̉ tiêu này càng ngắn chứng 
tỏ hàng tồn kho vận động càng nhanh, đó là 
nhân tố góp phần tĕng doanh thu và lợi nhuận 
của công ty. Nếu ch̉ tiêu này quá cao sẽ dẫn 
đến công ty có lượng hàng tồn kho quá lâu, 
ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất kinh doanh 
của công ty. Qua phân tích thấy được tình hình 
hàng tồn kho của công ty, để từ đó có các biện 
pháp xúc tiến bán hàng nâng cao được kết quả 
kinh doanh của công ty.
Gỉ thít 3: Kỳ luân chuỷn h̀ng tồn kho 
(ICP) t́c đ̣ng lên tỷ suất sinh lợi c̉a ćc 
công ty niêm ýt ở Vịt Nam.
Chu kỳ chu chuyển tiền (CCC): Chu kỳ 
chu chuyển tiền cũng là một cách hữu dụng 
để đánh giá dòng tiền của công ty bởi vì nó 
đo lường khoảng thời gian đã đầu tư vào vốn 
luân chuyển, cách đo lường tính thanh khoản 
này hiệu quả và toàn diện hơn so với phương 
pháp truyền thống là sử dụng t̉ số thanh toán 
hiện hành và t̉ số thanh toán nhanh vốn ch̉ 
tập trung vào các giá trị cố định trên bảng cân 
đối kế toán.
Chu kỳ chu chuyển tiền của một công ty là 
khoảng thời gian từ khi thanh toán các khoản 
nợ đến khi thu được tiền, được xác định theo 
công thức sau: 
Như vậy, chu kỳ chu chuyển tiền có 
thể được rút ngắn bằng cách giảm thời gian 
chuyển đổi hàng tồn kho qua việc xử lý và bán 
hàng hóa nhanh hơn hoặc bằng cách rút ngắn 
thời gian thu tiền khách hàng qua việc tĕng tốc 
thu nợ hoặc bằng cách kéo dài thời gian thanh 
toán qua việc trì hoãn trả nợ cho nhà cung cấp.
Gỉ thít H4: Chu kỳ chu chuỷn tìn 
 ... 241 0.0525 0.0678
Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch c̉a t́c gỉ
35
Tác động của quản trị ...
Bảng 1 mô tả tổng quan về giá trị trung 
bình, trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, 
độ lệch chuẩn của các biến trong toàn bộ mẫu 
khảo sát. Tất cả các biến trong mô hình đều có 
1.158 quan sát. Nhìn chúng số liệu không có 
dấu hiệu bất thường, đáp ứng yêu cầu làm dữ 
liệu đầu vào cho phân tích hồi quy.
Bảng 2: Ḥ ś tương quan
Biến ROA RCP PDP ICP CCC SIZE SGROW DEBT GDPGR
ROA 1
RCP -0.249 1
PDP -0.1852 0.483 1
ICP -0.1187 0.2184 0.4481 1
CCC -0.1777 0.6074 0.3159 0.8461 1
SIZE -0.0641 -0.0316 -0.0555 0.038 0.03 1
SGROW 0.1372 -0.0599 0.1669 -0.0787 -0.0871 -0.0217 1
DEBT -0.4951 0.14 0.2139 0.0794 0.0706 0.2772 0.0842 1
GDPGR 0.0585 -0.036 -0.0037 -0.0306 -0.0447 -0.0655 0.1543 -0.0142 1
 Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch c̉a t́c gỉ
Bảng 2 cho thấy tương quan của các biến 
được sử dụng trong mô hình. Th́ nhất, mối 
tương quan nghịch chiều có ý nghĩa thống 
kê giữa ROA và RCP là khá phù hợp với kết 
quả nghiên cứu trước với quan điểm cho rằng 
thời gian thu tiền của khách hàng từ việc bán 
hàng càng ngắn thì càng có nhiều tiền mặt 
sẵn có để bổ sung vốn cho kinh doanh, chi 
phí ḍ phòng cho những khoản phải thu khó 
đòi cũng giảm từ đó làm gia tĕng tỷ suất sinh 
lợi. Th́ hai, mối tương quan nghịch chiều 
có ý nghĩa thống kê giữa ROA và PDP là khá 
phù hợp theo nghiên cứu của (Juan García-
Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori 
& Muhammad, 2012) và các nghiên cứu 
trong nước cho thấy các công ty nếu trì hoãn 
việc thanh toán cho nhà cung cấp càng lâu 
thì lợi nhuận sẽ giảm. Th́ ba, biến ICP và 
ROA có mối tương quan nghịch chiều, điều 
này cho thấy thời gian luân chuyển hàng tồn 
kho càng tĕng thì lợi nhuận của các công ty 
càng giảm do tiền bị ứ đọng nhiều trong nhiều 
trong hàng tồn kho tại khâu sản xuất và tiêu 
thụ sản phẩm, làm gia tĕng chi phí tồn trữ, 
lưu kho. Th́ tư, biến CCC và ROA có mối 
tương quan nghịch chiều. Kết quả cho thấy 
càng rút ngắn CCC thì ROA càng gia tĕng. 
Nghĩa là thời gian từ khi trả tiền mua nguyên 
vật liệu thô đến khi thu về tiền bán hàng càng 
ngắn lại thì lợi nhuận càng cao. Nghĩa là công 
ty muốn gia tĕng tỷ suất sinh lợi bằng cách 
rút ngắn chu kỳ chu chuyền tiền thông qua rút 
ngắn thời gian chuyển đổi hàng tồn kho qua 
việc xử lý và bán hàng hóa nhanh hơn, giảm 
thời gian thu tiền khách hàng qua việc tĕng 
tốc thu nợ hoặc kéo dài thời gian thanh toán 
qua việc trì hoãn trả nợ cho nhà cung cấp.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Từ các nghiên cứu của (Juan García-
Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori 
36
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
0 1 2 3 4 5 (1)it it it it it it itROA RCP SIZE SGROW DEBT GDPGRβ β β β β β ε=+ + + + + +
0 1 2 3 4 5 (2)it it it it it it itROA ICP SIZE SGROW DEBT GDPGRβ β β β β β ε=+ + + + + +
0 1 2 3 4 5 (3)it it it it it it itROA PDP SIZE SGROW DEBT GDPGRβ β β β β β ε=+ + + + + +
0 1 2 3 4 5 (4)it it it it it it itROA CCC SIZE SGROW DEBT GDPGRβ β β β β β ε=+ + + + + +
& Muhammad, 2012) nhóm tác giả đề xuất 
mô hình hồi quy để phân tích tác động 4 biến: 
RCP, PDP, ICP, CCC. Phương trình hồi quy 
thể hiện như sau:
Trong đó: 0β là hệ số chặn của mô hình, 
RCP (Receivables collection period): Kỳ 
thu tiền bình quân; PDP (Payables deferral 
period): Kỳ trả tiền bình quân; ICP (Inventory 
conversion period): Kỳ luân chuyển hàng 
tồn kho; CCC (Cash conversion cycle): Chu 
kỳ chu chuyển tiền; SIZE (Firm size): Quy 
mô công ty; DEBT (Debts ratio): Tỷ lệ nợ; 
SGROW (Sales growth): Tốc độ tĕng trưởng 
doanh thu; GDPGR (Gross domestic product 
growth): Tỷ lệ tĕng trưởng GDP và itε là thành 
phần sai số.
3.3. Phương pháp ước lượng mô hình
Một số phương pháp hồi quy và kiểm tḥc 
hiện trong nghiên cứu này. Một số phương 
pháp dùng để ước lượng cho mô hình sử dụng 
dữ liệu bảng đó là phương pháp Pooled OLS 
(Pooled Ordinary Least Squares), phương 
pháp FEM (Fixed Effects) và phương pháp 
REM. Sau khi ḷa chọn phương pháp chạy mô 
hình phù hợp, tác giả sẽ kiểm tra phương sai 
thay đổi, đa cộng tuyến, ṭ tương quan. Trong 
trường hợp này sẽ sử dụng phương pháp FGLS 
(Feasible Generalized Least Squares).
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Bảng 3: Ḱt qủ hồi quy bằng Pooled OLS
Biến Kỳ ṿng Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
SIZE -/+ 0.00557*** 0.00564*** 0.00660*** 0.00659***
[2.99] [2.98] [3.50] [3.52]
SGROW + 0.0249*** 0.0290*** 0.0259*** 0.0250***
[6.74] [7.68] [6.88] [6.70]
DEBT - -0.230*** -0.232*** -0.240*** -0.238***
[-19.58] [-19.22] [-20.32] [-20.34]
GDPGR + 0.416 0.439 0.477 0.43
[0.99] [1.03] [1.11] [1.01]
RCP -/+ -0.000408***
[-6.63]
PDP -/+ -0.000385***
[-4.04]
37
Tác động của quản trị ...
ICP - -0.000110***
[-2.62]
CCC - -0.000192***
[-5.14]
CONST. 0.0558 0.0448 0.0185 0.0304
[1.00] [0.79] [0.33] [0.54]
Quan sát 1158 1158 1158 1158
R-sq 0.312 0.295 0.29 0.301
Mean VIF 1.06 1.09 1.05 1.05
White’s test
Chi2(20)
92.46 83.48 86.91 102.89
P-value 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
Wooldridge 
test
F(1,192)
82.113 84.158 82.875 81.564
P-value 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
t statistics in brackets
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
 Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch c̉a t́c gỉ
Bảng 4: Ḱt qủ hồi quy bằng FGLS
Biến Kỳ ṿng Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
SIZE -/+ -0.00147** -0.00152** 0.000254 -0.0000834
 [-2.27] [-2.27] [0.41] [-0.14] 
SGROW + 0.0166*** 0.0160*** 0.0131*** 0.0131***
 [7.94] [8.65] [6.93] [7.00] 
DEBT - -0.128*** -0.129*** -0.139*** -0.133***
 [-30.53] [-30.62] [-34.21] [-32.63] 
GDPGR + 0.151 0.178 0.182 0.13
 [1.18] [1.37] [1.45] [1.05] 
RCP -/+ -0.000147*** 
 [-7.64] 
PDP -/+ -0.000214*** 
 [-7.51] 
ICP - -0.0000867*** 
38
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Hệ số hồi quy đứng trước RCP là âm trong 
mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 
1%, có thể nói rằng kỳ thu tiền bình quân có 
tác động lên tỷ suất sinh lợi theo chiều thuận 
điều này phù hợp với nghiên cứu của (Juan 
García-Teruel & Martinez-Solano, 2007; 
Mansoori & Muhammad, 2012). Điều này 
hàm ý rằng các nhà quản trị muốn gia tĕng tỷ 
suất sinh lợi bằng cách cố gắng giảm số ngày 
thu tiền từ khách hàng. Khi số ngày phải thu 
giảm xuống công ty sẽ tốn ít thời gian và chi 
phí ḍ phòng khoản phải thu khó đòi hơn, do 
đó sẽ tận dụng được nguồn tiền thu về để tái 
sản xuất kinh doanh hoặc đầu tư vào các tài 
sản sinh lời khác góp phần làm tĕng lợi nhuận 
cho công ty. 
Mối quan hệ nghịch chiều giữa PDP và 
ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở 
mức ý ngĩa 1%. Nghĩa là nếu trì hoãn kỳ trả 
tiền bình quân thì sẽ làm giảm tỷ suất sinh 
lợi của các công ty (Lazaridis & Tryfonidis, 
2006). Các nghiên cứu của (Juan García-
Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & 
Muhammad, 2012; Từ Thị Kim Thoa, 2014) 
cho kết quả mối tương quan âm giữa kỳ trả 
tiền bình quân và tỷ suất sinh lợi của các công 
ty. Điều này có thể lý giải như sau các khoản 
phải trả, đây là những khoản nợ không lãi suất, 
công ty sẽ có được những lợi ích như: giảm 
thiểu việc sử dụng các nguồn tài sản ngắn hạn 
như tiền mặt, tiền gửi ngân hàng. Do đó các 
công ty đều mong tận dụng nguồn vốn với chi 
phí rẻ này. 
Mối quan hệ nghịch chiều giữa ICP và 
ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở 
mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là kỳ vọng tác động 
này đúng như kỳ vọng dấu ban đầu. Tình hình 
buôn bán khó khĕn, nên tồn kho tĕng lên. Điều 
này phù hợp với nghiên cứu của (Juan García-
Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & 
Muhammad, 2012). Hàng tồn kho được xem 
là tài sản quan trọng của công ty, từ lúc mua về 
đến lúc bán đi nó được luân chuyển qua nhiều 
khâu với nhiều hình thái khác nhau trước khi 
đến tay người tiêu dùng. 
Mối quan hệ nghịch chiều giữa CCC và 
ROA trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 
ý nghĩa 1%. Điều này phù hợp với nghiên cứu 
của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 
2007; Mansoori & Muhammad, 2012) nghĩa 
là ṣ gia tĕng trong kỳ chu chuyển tiền sẽ làm 
giảm tỷ suất sinh lợi của các công ty. Chu kỳ 
chuyển thành tiền mặt bao gồm khoản thời 
gian từ khi công ty mua hàng nhập kho, sản 
xuất, bán hàng, thanh toán các khoản nợ đến 
khi thu tiền mặt. Do đó, các công ty có thể 
gia tĕng tỷ suất sinh lợi bằng cách rút ngắn 
chu kỳ này đến mức tối đa nhưng không làm 
 [-7.75] 
CCC - -0.0000912***
 [-9.30] 
CONST. 0.176*** 0.175*** 0.132*** 0.144***
 [9.43] [9.09] [7.33] [8.27] 
Quan sát 1158 1158 1158 1158
t statistics in brackets
* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
 Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch c̉a t́c gỉ
39
Tác động của quản trị ...
ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất của công ty. 
Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt chịu ảnh hưởng 
của ṣ thay đổi khoản phải thu, hàng tồn kho, 
khoản phải trả trong kỳ sản xuất kinh doanh.
Kết quả hồi quy trong bốn mô hình thì 
có ba mô hình cho thấy ROA có mối quan 
hệ nghịch biến với biến kiểm soát SIZE có ý 
nghĩa thống kê ở mức 1% đối với mô hình 1 
và mô hình 2, tuy nhiên ở mô hình 3 và mô 
hình 4 không có ý nghĩa thống kê. Mối tương 
quan âm của biến SIZE cho thấy các công ty 
trong mẫu nghiên cứu chưa tận dụng được lợi 
thế quy mô công ty trong việc gia tĕng tỷ suất 
sinh lợi. Hiện nay, vẫn có nhiều quan điểm trái 
chiều về mối quan hệ này, công ty có quy mô 
lớn thường chiếm lĩnh thị trường nên có lợi 
thế hơn trong đàm phán đối với khách hàng 
và nhà cung cấp, do đó việc sản xuất diễn ra 
nhanh chóng và ít tốn chi phí hơn, ngoài ra 
họ gặp ít khó khĕn hơn trong việc tiếp cận 
nguồn vốn tín dụng để đầu tư (Juan García-
Teruel & Martinez-Solano, 2007; Mansoori & 
Muhammad, 2012). Từ Thị Kim Thoa (2014) 
cho rằng các công ty có quy mô nhỏ sẽ có lợi 
nhuận cao. Điều này có thể lý giải như sau 
các công ty nhỏ có những ưu điểm vượt trội 
về tính linh hoạt trong việc thích nghi với môi 
trường mới, nhất là giai đoạn nghiên cứu là 
trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế của thế 
giới, đòi hỏi các công ty luôn phải đổi mới 
từng ngày để thích nghi với hoàn cảnh. Do đó, 
công ty có quy mô nhỏ ít phải hứng chịu hậu 
quả bởi suy thoái kinh tế, lại dễ dàng thay đổi 
cơ cấu và môi trường kinh doanh để duy trì lợi 
nhuận của mình.
Kết quả hồi quy trong bốn mô hình cho 
thấy ROA có mối quan hệ đồng biến với biến 
kiểm soát SGROW đều có ý nghĩa thống kê 
ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là khi tốc độ tĕng 
doanh thu càng cao thì sẽ tĕng tỷ suất sinh lợi 
của các công ty điều này cũng khá phù hợp 
với các nghiên cứu ngoài nước và trong nước. 
Các công ty có doanh thu tĕng trưởng thường 
có khả nĕng tiếp cận dễ dàng với các nguồn tài 
trợ trên thị trường hơn các công ty nhỏ nên có 
thể giảm được thâm hụt tiền mặt trong công ty, 
cũng như vay nợ kịp thời với chi phí thấp để 
đáp ứng các khoản thanh toán khẩn cấp trong 
công ty.
Mối quan hệ giữa ROA và biến kiểm soát 
DEBT trong bốn mô hình là nghịch biến đều 
có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa 
là khi công ty có tỷ lệ nợ cao hơn thì sẽ làm 
giảm tỷ suất sinh lợi, vì khi vay nợ quá nhiều 
thì công ty sẽ không tận dụng được lợi ích của 
nợ vay mà thay vào đó phải chịu chi phí vay 
nợ cao, đồng thời tốn một khoản chi phí để trả 
lãi vay định kỳ. Việc vay nợ quá nhiều làm ảnh 
hưởng tiêu c̣c đến hình ảnh của công ty, trở 
thành rào cản của công ty đối với các nhà cung 
cấp hoặc khách hàng của mình. Kết luận trên 
phù hợp về lý thuyết cho rằng tác động của 
đòn bẩy lên rủi ro và tỷ suất sinh lợi của doanh 
nghiệp. Một doanh nghiệp có tỷ lệ nợ tương 
đối lớn trong cấu trúc vốn sẽ có các chi phí 
tài chính cố định tương đối lớn do khi doanh 
nghiệp vay nợ nhiều đến một mức nào đó thì 
thường các chủ nợ sẽ đòi hỏi một mức lãi suất 
lớn hơn từ khoản vay đó để bù đắp những rủi 
ro mà họ có thể gặp phải. 
Ngoài ra kết quả hồi quy bốn mô hình 
cũng tìm thấy mối quan hệ đồng biến giữa 
ROA và biến kiểm soát GDPGR nhưng 
không có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là tại Việt 
Nam theo kết quả nghiên cứu này thì tỷ lệ 
tĕng trưởng GDP dường như không ảnh 
hưởng gì đến tỷ suất sinh lợi của các công ty. 
Điều này khác với các nghiên cứu trước đây 
của (Juan García-Teruel & Martinez-Solano, 
2007; Mansoori & Muhammad, 2012) các 
40
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
tác giả này đã tìm ra mối quan hệ đồng biến 
có ý nghĩa thống kê giữa ROA và tỷ lệ tĕng 
trưởng GDP và cho rằng khi một quốc gia 
có nền kinh tế phát triển ổn định các công ty 
cũng có niềm tin vững chắc vào nền kinh tế 
từ đó yên tâm phát triển kinh doanh sản suất 
tạo ra nhiều hàng hóa và dịch vụ góp phần 
làm gia tĕng tỷ suất sinh lợi.
5. HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Bài nghiên cứu đã thấy được tầm quan 
trọng của quản trị vốn luân chuyển đối với 
lợi nhuận của mỗi công ty thì nhiệm vụ của 
các nhà quản trị là phải làm sao quản lý các 
thành phần của vốn luân chuyển một cách 
hợp lý để tối đa hóa lợi nhuận, tối thiểu hóa 
chi phí cũng như cân bằng giữa các mục tiêu 
của công ty để có được trạng thái sản xuất 
kinh doanh tốt nhất. Một vài hàm ý chính 
sách như sau:
Đối với kỳ thu tiền các công ty nên xây 
ḍng chính sách tín dụng thương mại hiệu 
quả, xây ḍng bộ sưu tập về xếp hạng tín 
dụng của khách hàng, tĕng cường công tác 
thu hồi nợ.
Đối với kỳ trả tiền nên thanh toán hợp 
đồng mua hàng sớm để có thể được hưởng 
chiết khấu của nhà cung cấp, rút ngắn thời 
gian xử lý hóa đơn để tránh phải gánh chịu 
các khoản phạt của nhà cung cấp do thanh 
toán chậm, cẩn thận khi ḷa chọn đối tác, nên 
chọn những nhà cung ứng có uy tín trên thị 
trường.
Đối với kỳ luân chuyển hàng tồn kho các 
công ty nên duy trì mức ḍ trữ hàng tồn kho 
hợp lý, không ch̉ cân nhắc giữa lợi ích và 
chi phí, mà nhà quản lý còn phải ḍa vào đặc 
điểm ngành và đặc điểm sản phẩm của công 
ty để đưa ra chính sách hàng tồn kho hợp lý.
TÀI LIỆU THAM KHẢO:
[1]. Al-Debi’e, M. M. (2011). Working 
capital management and proitability: 
the case of industrial irms in Jordan. 
European Journal of Economics, Finance and 
Administrative Sciences, 36, 75-86. 
[2]. Arbidane, I., & Ignatjeva, S. (2012). 
The Relationship between Working Capital 
Management and Proitability: a Latvian 
Case. 
[3]. Bhatia, S., & Srivastava, A. (2016). 
Working Capital Management and Firm 
Performance in Emerging Economies: 
Evidence from India. Management and 
Labour Studies, 41(2), 71-87. 
[4]. Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). 
Relationship between working capital 
management and proitability of listed 
companies in the Athens stock exchange. 
[5]. Mansoori, D. E., & Muhammad, D. 
J. (2012). The effect of working capital 
management on irm’s proitability: Evidence 
from Singapore.
[6]. Juan García-Teruel, P., & Martinez-
Solano, P. (2007). Effects of working 
capital management on SME proitability. 
International Journal of managerial inance, 
3(2), 164-177. 
[7]. Bùi Ngọc Toản. (2016). T́c đ̣ng c̉a 
ch́nh śch v́n lưu đ̣ng đ́n kh̉ nĕng sinh 
lợi trên tổng t̀i s̉n c̉a ćc doanh nghịp 
ng̀nh bất đ̣ng s̉n Vịt Nam. Tạp chí Khoa 
học Trường Đại học Cần Thơ, 44, 18-27. 
[8]. Từ Thị Kim Thoa và Nguyễn Thị Uyên 
Uyên (2014). Ḿi quan ḥ giữa qủn tṛ 
v́n luân chuỷn v̀ kh̉ nĕng sinh lợi: Bằng 
ch́ng tḥc nghịm ở Vịt Nam. Tạp chí Phát 
triển và Hội nhập, 14(24), 62-90.