Vốn luân chuyển tác động đến lợi nhuận của các doanh nghiệp dịch vụ thương mại tại thành phố Hồ Chí Minh

64
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
TÓM TẮT
Trong những nĕm qua, TP.HCM có t́c đ̣ 
ph́t trỉn kinh t́ kh́ cao, trong đó ng̀nh ḍch 
vụ có t́c đ̣ tĕng trưởng cao nhất v̀ chím 
tỷ tṛng lớn trong GDP c̉a Th̀nh ph́, gí 
tṛ tĕng bình quân mỗi nĕm l̀ 12,3%. Doanh 
nghịp ḍch vụ thương ṃi (DNDVTM) luôn 
đòi h̉i ś nguồn v́n xoay vòng nhanh, th́ nên 
v́n luân chuỷn chím g̀n như ph̀n lớn thời 
gian v̀ tâm tŕ c̉a ćc nh̀ qủn tṛ DNDVTM 
hịn nay. B̀i vít phân t́ch ćc th̀nh ph̀n c̉a 
v́n luân chuỷn có t́c đ̣ng đ́n lợi nhụn c̉a 
ćc DNDVTM trên đ̣a b̀n TP. Hồ Ch́ Minh. 
Sử dụng dữ lịu b̉ng cho 309 doanh nghịp 
ḍch vụ trong giai đọn t̀ 2008 – 2015, bằng 
phương ph́p GMM, b̀i vít ph́t hịn thấy đ́i 
với doanh nghịp ḍch vụ thương ṃi ṭi TP. 
HCM kỳ ph̉i thu kh́ch h̀ng v̀ kỳ h̀ng tồn 
kho sẽ tác động ngược chiều đến lợi nhụn c̉a 
doanh nghịp. Trong khi đó kỳ phải trả có ḿi 
quan ḥ cùng chìu với lợi nhụn doanh nghịp 
ḍch vụ. 
Từ khóa: Vốn luân chuyển, lợi nhuận 
doanh nghiệp, doanh nghiệp dịch vụ.
VỐN LUÂN CHUYỂN TÁC ĐỘNG ĐẾN LỢI NHUẬN 
CỦA CÁC DOANH NGHIỆP DỊCH VỤ THƯƠNG MẠI 
TẠI TP. HỒ CHÍ MINH
 Bùi Đan Thanh*, Nguyễn Đặng Hải Yến**
* TS. GV. Trường Đ̣i ḥc Ngân h̀ng th̀nh ph́ Hồ Ch́ Minh. ĐT: 0909297179
 Emial: danthanh81@gmail.com
** ThS. GV. Trường Đ̣i ḥc Ngân h̀ng th̀nh ph́ Hồ Ch́ Minh
ABSTRACT 
In recent years, Ho Chi Minh City has 
a high economic growth rate, in which the 
service sector has the highest growth rate 
and accounts for a large proportion of the 
city’s GDP, with an average annual increase 
of 12 , 3%. The commercial services business 
always requires a fast turnaround of capital, 
so circulating capital accounts for the vast 
majority of the time and the minds of current 
SFM managers. The paper analyzes the 
components of circulating capital that affect 
the proitability of microinance operations in 
HCMC. Ho Chi Minh. Using table data for 
309 service enterprises in the period 2008 
- 2015, by GMM method, the article found 
that for commercial service enterprises in TP. 
HCMC customer receivables and inventory 
period will impact the opposite to the proit 
of the business. Meanwhile the pay periodhas 
the same relationship with the proit service 
business.
Keywords: working capital, corporate 
proits, service enterprises.
CAPITAL TRANSFORMED TO THE PROFIT OF COMMERCIAL SERVICES 
AND TRADING SERVICES IN HCMC
65
Vốn luân chuyển tác động ...
1. ĐẶT VẤN ĐỀ 
Mặc dù còn khá mới nhưng các DNDVTM 
là một trong những ngành phát triển nhanh 
nhất tại TP. HCM. Với tác động làm giảm chi 
phí; tĕng khả nĕng cạnh tranh, dịch vụ phát 
triển kinh doanh (DVPTKD), tĕng vòng quay 
vốn luân chuyển được coi là công cụ hữu 
dụng cho các DNDVTM. Theo các nghiên 
cứu, nhu cầu tĕng vòng quay vốn luân chuyển 
ngày càng tĕng, thì điều đó có tác động đến 
lợi nhuận doanh nghiệp. Cho đến nay, đã có 
nhiều nghiên cứu tḥc nghiệm về mối quan hệ 
này; tuy nhiên, tùy thuộc vào không gian và 
thời gian nghiên cứu, các kết quả thường cho 
thấy những kết luận không tương đồng. Mục 
tiêu của bài viết này là phân tích ảnh hưởng 
của vốn luân chuyển đến lợi nhuận của các 
DNDVTM trên địa bàn TP. HCM, giai đoạn 
2008 – 2015. Các kết quả nghiên cứu có thể 
đưa ra những gợi ý tham khảo cho các nhà 
quản trị DNDVTM trong quá trình xây ḍng 
vốn luân chuyển mục tiêu để gia tĕng lợi nhuận 
cho doanh nghiệp.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
Vốn luân chuyển (Working Capial) được 
định nghĩa là chênh lệch giữa tài sản ngắn 
hạn và nợ ngắn hạn phải trả. Vốn luân chuyển 
theo nghĩa rộng là giá trị của toàn bộ tài sản 
lưu động, là những tài sản gắn liền với chu kỳ 
kinh doanh của mỗi công ty. Mỗi chu kỳ kinh 
doanh, chúng chuyển hóa 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 
tiền mặt.
Theo Trần Ngọc Thơ và cộng ṣ (2007), 
tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn được gọi 
chung là vốn luân chuyển. Tài sản ngắn hạn 
được định nghĩa là những tài sản sử dụng trong 
hoạt động hàng ngày của công ty nhằm mang 
lại cho công ty lượng tiền mặt trong khoảng 
thời gian không quá một nĕm, tài sản ngắn hạn 
quan trọng nhất bao gồm khoản phải thu, hàng 
tồn kho, tiền mặt và chứng khoán thị trường. 
Nợ ngắn hạn thường được các công ty sử dụng 
để tài trợ cho nhu cầu vốn luân chuyển, nợ 
ngắn hạn gồm có những khoản vay ngắn hạn, 
những khoản nợ phải trả nhà cung cấp, khoản 
thuế phải nộp nhà nước và những khoản nợ 
ngắn hạn khác.
Vốn luân chuyển là sai biệt giữa tài sản 
ngắn hạn và nợ ngắn hạn, tức là:
V́n luân chuỷn = T̀i s̉n ngắn ḥn – Nợ 
ngắn ḥn
Với ṣ chuyển hóa nhanh, vốn luân chuyển 
được xem là một thách thức của nhà quản trị 
tài chính, quản lý vốn luân chuyển để đem 
lại mức lợi nhuận tối ưu cho doanh nghiệp. 
Chúng ta có thể thấy, một công ty có tình hình 
tài chính trong dài hạn được đánh giá tốt, song 
nếu vốn luân chuyển không đáp ứng được các 
nghĩa vụ ngắn hạn, thì công ty đó có thể bị mất 
khả nĕng cạnh tranh và dẫn tới phá sản.
3. CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 
VỀ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ 
TÀI CHÍNH
Nhóm giáo sư Saghir, Hashmi và Hussain 
(2011) đã nghiên cứu tập trung và thiết lập 
một mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa khả 
nĕng sinh lời và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, 
các thành phần của chu kỳ chuyển đổi tiền 
mặt. Mẫu nghiên cứu gồm 60 công ty dệt may 
niêm yết tại TTCK Karachi trong giai đoạn 
2001 - 2006. Ngành dệt may được chọn bởi 
công nghiệp đồ trang sức và dệt may chiếm 
gần 60% kim ngạch xuất khẩu của Pakistan. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối qua 
hệ ngược chiều có ý nghĩa giữa khả nĕng 
sinh lời (ROE) và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt 
(CCC). Hơn nữa các nhà quản lý có thể cải 
thiện khả nĕng sinh lời cho các công ty của họ 
bằng cách xử lý đúng đắn chu kỳ chuyển đổi 
66
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
tiền mặt và giữ thời gian thu tiền bình quân, 
thời gian trả tiền bình quân, lẫn thời gian luân 
chuyển hàng tồn kho đến mức tối ưu. Ḍa vào 
mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và 
khả nĕng sinh lời mà nghiên cứu rút ra được 
rằng: Nhà quản lý hoặc chủ sở hữu sẽ ra các 
quyết định về việc quản trị vốn luân chuyển 
của công ty ḍa vào khả nĕng sinh lời. Các 
công ty có khả nĕng sinh lời thấp tốn nhiều 
thời gian hơn để thanh toán các hóa đơn, lợi 
dụng thời hạn tín dụng của các nhà cung cấp. 
Mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu tiền 
bình quân và khả nĕng sinh lời của các công 
ty cho thấy rằng các công ty ít khả nĕng sinh 
lời hơn sẽ theo đuổi ṣ sụt giảm của tài khoản 
phải thu trong một nỗ ḷc để giảm bớt khoảng 
cách tiền mặt của họ trong chu kỳ chuyển đổi 
tiền mặt. Kết quả nghiên cứu xây ḍng được 
mối quan hệ có ý nghĩa thống kê. Do đó các 
nhà quản lý có thể tĕng khả nĕng sinh lời cho 
các công ty của mình bằng cách xử lý đúng 
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và giữ mỗi thành 
phần ở mức tối ưu.
Arunkumar và Radharamanan (2012) 
đã phân tích hiệu quả của quản trị vốn luân 
chuyển đối với khả nĕng sinh lời của các 
doanh nghiệp sản xuất Ấn Ðộ. Mẫu phân 
tích gồm 1.198 công ty, thời gian nghiên cứu 
là 5 nĕm, từ niên độ 2005-2006 đến niên độ 
2009-2010. Kết quả ch̉ ra rằng, có mối tương 
quan giữa khả nĕng sinh lời và kỳ trả tiền bình 
quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho. Nghiên 
cứu cũng cho thấy khả nĕng sinh lời sẽ cải 
thiện khi chu kỳ chuyển đổi tiền mặt ngắn 
hơn. Bài nghiên cứu kết luận: Trong bối cảnh 
các công ty ở Ấn Ðộ, các công ty phải duy trì 
kỳ luân chuyển hàng tồn kho và kỳ trả tiền 
bình quân sao cho tương đối dài; đầu tư cho 
tài sản ngắn hạn phải tương đương nợ ngắn 
hạn để nâng cao kết quả kinh doanh. 
Abbasali và Milad (2012) nghiên cứu từ 
các công ty trên TTCK Tehran, đã đặt ra mục 
tiêu nghiên cứu mới: Cung cấp bằng chứng 
tḥc nghiệm về tác động của quản trị vốn 
luân chuyển lên khả nĕng sinh lời và giá trị 
thị thuờng. Abbasali và Milad thu thập 400 
mẫu quan sát của 80 công ty trong giai đoạn 
2006 - 2010. Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn 
tại mối quan hệ có ý nghĩa giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả nĕng sinh lời của công ty, 
nhưng không tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa 
với giá trị thị truờng của công ty. Nghiên cứu 
cũng cho biết nhà quản trị có thể làm tĕng khả 
nĕng sinh lời của công ty thông qua việc giảm 
chu kỳ chuyển đổi tiền mặt và t̉ lệ nợ.
Tại Việt Nam, trong những nĕm gần đây, 
Huỳnh Phương Đông và Jyh-tay Su (2010) 
nghiên cứu sử dụng một mẫu gồm 131 công 
ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt 
Nam giai đoạn nĕm 2006 – 2008. Nghiên cứu 
phát hiện mối quan hệ ngược chiều giữa khả 
nĕng sinh lời và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt; 
có nghĩa là chu kỳ chuyển đổi tiền mặt dài 
hơn thì khả nĕng sinh lời thấp hơn. Vì vậy, 
các nhà quản lý có thể tạo ra giá trị cho các 
cổ đông bằng cách giảm chu kỳ chuyển đổi 
tiền mặt trong một phạm vi hợp lý. Kết quả 
phân tích mối quan hệ giữa quản trị vốn luân 
chuyển và khả nĕng sinh lời của các công 
ty niêm yết trên TTCK Việt Nam cũng phát 
hiện mối quan hệ ngược chiều giữa kỳ thu 
tiền bình quân, số ngày tồn kho bình quân và 
khả nĕng sinh lời. 
Phan Đình Nguyên và Nguyễn Ngọc Trãi 
(2014) nghiên cứu sử dụng mẫu là 220 công ty 
niêm yết trên sàn HOSE và HNX bằng phương 
pháp hồi quy dữ liệu bảng giai đoạn 2007-
2012. Nhóm nghiên cứu sử dụng phương pháp 
chạy hồi quy FEM (Fixed Effects Model). Kết 
quả nghiên cứu cho thấy các biến nghiên cứu 
đại điện cho vốn luân chuyển (số ngày phải 
thu, số ngày phải trả, số ngày tồn kho và chu 
67
Vốn luân chuyển tác động ...
kỳ luân chuyển tiền mặt) đều có tác động tiêu 
c̣c đến lợi nhuận doanh nghiệp.
 Vương Đức Hoàng Quân và các cộng ṣ 
(2014) nghiên cứu sử dụng số liệu của 238 
công ty niêm yết trên sàn TP.HCM và Hà Nội 
trong giai đoạn 2008 đến 2013. Cũng giống 
như nghiên cứu ở các nước khác trên thế 
giới, trong bài viết này nhóm nghiên cứu tìm 
thấy mối quan hệ nghịch biến giữa khả nĕng 
tạo ra lợi nhuận của công ty và chu kỳ tiền 
mặt, thời gian tồn kho và thời gian thu tiền. 
Theo phương pháp chạy mô hình OLS, nhóm 
nghiên cứu thấy khoản phải trả tương quan 
ngược chiều với lợi nhuận nhưng không có ý 
nghĩa thống kê.
4. D̃ LIỆU NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu là số liệu được thu thập 
từ báo cáo tài chính của doanh nghiệp dịch vụ 
nhỏ và vừa tại TP.HCM trong giai đoạn 2008 
– 2015. Trong 365 doanh nghiệp được cung 
cấp từ Cục Thống Kê TP. HCM hoạt động liên 
tục trong khoảng thời gian 2008 - 2015, tác 
giả loại 56 doanh nghiệp có báo cáo tài chính 
không theo quy định của Bộ tài chính, kết 
quả còn lại 309 doanh nghiệp. Với thời gian 
nghiên cứu là 7 nĕm từ 2008 – 2015, ta có 
kích cở mẫu gồm 2.163 quan sát. Trong bài 
viết này, tác giả sử dụng phần mềm STATA để 
xử lý số liệu.
5. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
5.1. Mô hình nghiên cứu
Ḍa vào các nghiên cứu của Arunkumar 
và R a m anan (2012), Abbasali và Milad 
(2012), Saghir, Hashmi và Hussain (2011), 
tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu sau:
Yit = β0 + β1ACRit + β2ICPit + β3APPit 
+ β4Growthit + β5Sizeit + β6Ageit + uit
Trong đó:
+ Biến phụ thuộc Yit lần lượt là các biến 
phụ thuộc ROA. Cụ thể công thức tính đối với 
từng biến phụ thuộc như sau:
ROA = Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản.
+ Biến độc lập sử dụng trong mô hình:
- ACR = Các khoản phải thu/ Doanh thu 
bình quân 1 ngày.
- ICP = Giá trị hàng tồn kho/ Giá vốn 
hàng bán bình quân 1 ngày.
- APP = Các khoản phải trả ngắn hạn/ 
Giá vốn hàng bán bình quân 1 ngày.
- Tốc độ tĕng trưởng (Growth) = (doanh 
thu t – doanh thut-1)/ doanh thut-1
- Quy mô tài sản Size: logarit cơ số 10 
của tổng tài sản.
- Độ tuổi của Doanh nghiệp (Age) = 
Nĕm t – Nĕm thành lập
- Uit: phần dư của mô hình
Trên cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu 
tḥc nghiệm, bảng 1 thể hiện dấu kỳ vọng của 
các hệ số các biến:
Bảng 1. Kỳ ṿng dấu ćc ḥ ś hồi quy
TT ROA
1 ACR -
2 ICP -
3 APP +
4 Growth +
5 Size +
6 Age +
5.2. Phương pháp phân tích dữ liệu
Các phương pháp hồi quy OLS, FEM, 
REM, GLScó những thế mạnh riêng và 
song hành đó cũng có những tồn tại khác nhau, 
trong đó các vấn đề phổ biến hay gặp phải là 
do đặc tính dữ liệu dẫn đến kết quả ước lượng 
có thể bị chệch, như các hiện tượng: đa cộng 
tuyến, tương quan, ṭ tương quan, nội sinh. 
Nói cách khác, có một số vấn đề nảy sinh khi 
tiến hành ước lượng mô hình đó là:
68
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
(1) Các biến có thể được xem là nội sinh bởi 
vì quan hệ nhân quả có thể xảy ra theo hai chiều 
hướng: từ các biến giải thích đến biến được giải 
thích và ngược lại. Việc hồi qui các biến này có 
thể dẫn đến ṣ tương quan với sai số, tức xảy ra 
hiện tượng nội sinh làm chệch kết quả;
(2) Tác động cố định hàm chứa sai số trong 
mô hình hồi quy bao gồm tính đặc thù của các 
biến không quan sát được (vi) và sai số đặc thù 
quan sát được (eit):
(3) Ṣ hiện diện của biến trễ Yit -1 trong 
mô hình sẽ đẫn đến hiện tượng ṭ tương quan;
(4) Dữ liệu bảng trong các nghiên cứu 
thường có thời gian ngắn (T ngắn) và mảng 
không gian lớn (N lớn).
Để giải quyết vấn đề, ước lượng GMM của 
Arellano-Bond (1991) ḍa trên cơ sở được đề 
xuất bởi Holtx-Eakin, Newey &Rosen (1988). 
Trong thủ tục GMM, cần phân biệt biến 
được công cụ (instrumented) và biến công cụ 
(instrument). Nếu các biến được ḍ đoàn là 
nội sinh (tương đương với ngoại sinh không 
nghiêm ngặt) thì sắp xếp vào nhóm biến được 
công cụ theo tiếp cận gmm; và khi đó ch̉ có 
giá trị trễ của các biến này mới là các công 
cụ thích hợp (Judson và các cộng ṣ, 1996). 
Còn nếu như các biến giải thích được xác định 
là ngoại sinh nghiêm ngặt cũng như các biến 
công cụ được thêm vào (nếu có) thì xếp vào 
nhóm biến công cụ (iv-instrument variable). 
Các biến được cho là ngoại sinh nghiêm ngặt 
thì giá trị hiện tại và trễ của chúng đều là các 
công cụ thích hợp (Judson và các cộng ṣ, 
1996). Ngoài ra, để kiểm định Sargan không 
bị yếu thì số lượng các biến công cụ được ḷa 
chọn về nguyên tắc phải nhỏ hơn hoặc bằng số 
lượng các nhóm. 
Ước lượng theo phương pháp GMM của 
Arellano-Bond được thiết kế thích hợp cho dữ 
liệu bảng với T nhỏ và N lớn, (Judson cộng 
ṣ,1996; Roodman, 2006). Tính hợp lý của 
các công cụ được sử dụng trong phương pháp 
GMM được đánh giá qua các thống kê Sargan 
và Arellano-Bond (AR): kiểm định Sargan xác 
định tính chất phù hợp của các biến công cụ 
trong mô hình GMM. Đây là kiểm định giới 
hạn về nội sinh (over-identifying restrictions) 
của mô hình. Kiểm định Sargan với giả thuyết 
H0 biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không tương quan với sai số của mô hình. Vì thế, giá 
trị p của thống kê Sargan càng lớn tốt. Còn 
kiểm định Arellano-Bond về ṭ tương quan 
(autocorrelation) có giả thuyết H0: không ṭ tương quan, trong đó kiểm định AR (2) quan 
trọng hơn bởi vì nó kiểm tra ṭ tương quan ở 
các cấp độ. 
Tóm lại, phương pháp GMM sử dụng các 
độ trễ thích hợp của các biến được công cụ để 
tạo nên các biến công cụ. Ngoài ra, GMM còn 
khai thác dữ liệu gộp của bảng và ràng buộc 
độ dài chuỗi dữ liệu thời gian của các đơn vị 
bảng trong bảng dữ liệu. Từ đó, cho phép sử 
dụng một cấu trúc trễ thích hợp để khai thác 
đặc tính nĕng động của dữ liệu.
6. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
6.1. Kết quả thống kê mô tả
Bảng 2: Th́ng kê mô t̉ ćc bín 
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
ROA 2163 0.061996 0.080889 -0.57692 1.559539
ACR 2163 81.13245 121.7732 0 906.792
69
Vốn luân chuyển tác động ...
ICP 2163 93.5643 69.18235 0.003987 295.9522
APP 2163 36.26912 50.00477 0 819.232
Growth 2163 2.64507 47.58476 -1 543.7653
Size 2163 7.65421 0.547624 0.64387 11.51011
Age 2163 7.334204 4.73654 0 32
 Nguồn: Tác giả tính toán từ Excel v̀ Stata 12.0
Theo kết quả từ bảng 2 ta thấy rằng
Biến ACR - Kỳ thu tìn bình quân: trung 
bình các công ty phải mất 81 ngày để thu đủ 
tiền từ khách hàng (khoảng 2,5 tháng).
Biến ICP - Kỳ luân chuỷn h̀ng tồn kho: 
trung bình các công ty mất 93 ngày để sản 
xuất và tiêu thụ được thành phẩm trong kho 
(khoảng 3 tháng).
Biến APP – Kỳ tr̉ tìn bình quân: trung 
bình các công ty mất 36 ngày để thanh toán 
hết cho nhà cung cấp (khoảng trên 1 tháng)
6.2. Kết quả hồi quy
Từ kết quả phân tích hồi quy, dấu của 
các hệ số ACR, ICP, APP, trong mô hình đều 
thống nhất với giả thuyết ban đầu, tuy nhiên 
ICP không có ý nghĩa thống kê. Điều này có 
thể được giải thích do bộ số liệu thu thập là từ 
các DNDVTM vốn ưa thích sử dụng nợ ngắn 
hạn và hoạt động trong các lĩnh ṿc cung cấp 
dịch vụ thương mại, nơi hàng tồn kho có tỷ 
trọng thấp và như vậy thời gian lưu kho bình 
quân ít ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh 
nghiệp.
Bảng 3. Ḱt qủ hồi quy phương trình ROA theo ACR, ICP, APP
ROA OLS REM FEM GMM
ACR -0.0258 -0.0152 -0.024*** -0.0227***
 [-4.34] [-2.10] [-3.88] [-3.29]
ICP -0.056*** -0.031** -0.043*** - 0.0254
 [-5.47] [-2.51] [-3.97] [0.51]
APP 0.000571 -0.00024 0.000142 0.0201***
 [0.94] [-0.41] [0.25] [21.52]
Growth 0.003726*** 0.003625*** 0.003526*** 0.005327
 [3.03] [3.03] [2.61] [0.88] 
Size 0.288*** -0.173** 0.170*** 0.00703***
 [5.73] [-2.07] [2.94] [8.43] 
Age 0.0797*** -0.0473 0.0878*** 0.000445***
 [5.18] [-0.77] [4.28] [3.81] 
70
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Kết quả kiểm định Sargan test cho thấy 
không có hiện tượng nội sinh xảy ra trong mô 
hình. Bởi vì các giá trị p của kiểm định Sargan 
đều lớn hơn α (1%) cho thấy giả thuyết H0 
các biến là ngoại sinh được chấp nhận ở mức 
ý nghĩa 1%.
Kết quả kiểm định ṭ tương quan Arellano-
Bond AR(2) cũng cho thấy không có hiện 
tượng ṭ tương quan xảy ra ở tất cả các bậc 
của phương trình với mức ý nghĩa 1%. Ngoài 
ra để ước lượng không bị yếu, số lượng các 
biến công cụ phải nhỏ hơn hoặc bằng các 
nhóm, đảm bảo tính vững của mô hình.
Từ kết quả trên ta thấy biến kỳ thu tiền 
bình quân (ACR) có tác động ngược chiều với 
lợi nhuận của doanh nghiệp, thông qua hệ số 
tương ứng (-0.0227), điều đó cho thấy nếu kéo 
dài ngày thu tiền khách hàng sẽ có tác động 
làm giảm lợi nhuận của doanh nghiệp. 
Kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM 
cho thấy biến ICP mặc dù có mối quan hệ 
ngược chiều đến biến phụ thuộc nhưng không 
có ý nghĩa thống kê hàm ý rằng không có bằng 
chứng thống kê cho thấy ICP thật ṣ tác động 
đến lợi nhuận của doanh nghiệp. Điều này có 
thể là do đặc điểm, tính chất của các doanh 
nghiệp du lịch là quy mô là nhỏ và vừa hoặc 
hạn chế của số liệu mà tác giả thu thập được.
Còn kỳ phải trả cho nhà cung cấp (APP) có 
tác động cùng chiều với lợi nhuận của doanh 
nghiệp, thông qua hệ số tương ứng (0.0201) đã 
giúp cho doanh nghiệp có được nguồn vốn hỗ 
trợ vào hoạt động kinh doanh. Do vậy khoản 
phải trả là một nguồn tài trợ bằng hình thức 
tín dụng thương mại. Doanh nghiệp càng trì 
hoãn việc trả tiền cho nhà cung cấp, số ngày 
trả tiền sẽ gia tĕng, chu kỳ luân chuyển tiền 
giảm. Chu kỳ luân chuyển tiền càng ngắn cho 
thấy hiệu quả vốn lưu động càng cao, vì ṣ gia 
tĕng hiệu suất hoạt động, dẫn đến lợi nhuận 
doanh nghiệp tĕng. 
7. GỢI Ý CHÍNH SÁCH
Qua phân tích dữ liệu trên 309 doanh 
nghiệp dịch vụ thương mại trên địa bàn TP. Hồ 
Chí Minh trong suốt giai đoạn 2008 – 2015, sử 
dụng phương pháp hồi quy GMM. Ḍa trên 
kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số gợi ý 
chính sách nhằm tĕng lợi nhuận với các thành 
phần của vốn luân chuyển. DNDVTM có thể 
rút ngắn thời gian thu tiền bán hàng (ACR) 
bằng cách:
Th́ nhất, DNDVTM nên theo d̃i thường 
xuyên số ngày thu tiền bình quân và thời hạn 
thu các khoản phải thu, kiểm tra xem các 
khoản phải thu có đúng theo kế hoạch không.
_cons -0.120** -0.120** 0.0751 -0.0401***
 [-2.10] [-2.10] [0.74] [-5.96] 
N 2163 2163 2163 2163
R-sq 0.456 0.546 
Kiểm định 
Sargan 0.350
Tự hồi 
quy bậc 2 - 
AR(2) 0.691
Nguồn: Ḱt qủ phân t́ch dữ lịu t̀ ph̀n m̀m Stata 12.
Ghi chú:*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
71
Vốn luân chuyển tác động ...
Th́ hai, chiết khấu bằng tiền khi khách 
hàng thanh toán trước hạn, hoặc chiết khấu 
theo khối lượng hàng cho những khách hàng 
sẵn sàng ký hợp đồng mua dài hạn.
Th́ ba, DNDVTM có thể áp dụng hình 
thức dịch vụ “bao thanh toán”. Với những 
doanh nghiệp thường xuyên bán chịu hàng 
hóa sẽ bán lại những khoản phải thu cho một 
công ty chuyên môn làm nghiệp vụ thu hồi 
nợ. Theo Nguyễn Minh Kiều (2014), nhờ ṣ 
chuyên môn hóa việc thu hồi nợ nên sau khi 
mua lại các khoản nợ, công ty mua nợ có thể 
nâng cao được hiệu suất thu hồi nợ và giảm lợi 
thế thu hồi nợ nhờ lợi thế về quy mô. 
Việc quản lý các khoản phải thu là đảm 
bảo hài hòa giữa rủi ro và lợi nhuận, chấp 
nhận rủi ro từ khách hàng mà không phải là ṣ 
đánh đổi của doanh nghiệp.
Đối với kỳ trả tiền bình quân (APP): 
DNDVTM nên trì hoãn thanh toán cho nhà 
cung cấp một cách hợp pháp, để có được 
nguồn tài trợ từ khoản tín dụng thương mại 
này. Từ kết quả nghiên cứu, tác giả sẽ đưa ra 
kiến nghị giúp chủ doanh nghiệp có thể kéo dài 
thời gian thanh toán cho nhà cung cấp bằng các 
cách sau:
Ṃt l̀, doanh nghiệp nên đa dạng hóa nhà 
cung cấp, để gia tĕng cơ hội mua chịu hàng 
hóa hay dịch vụ.
Hai là, chủ doanh nghiệp nên tích c̣c đàm 
phán với nhà cung cấp, chú trọng bảo vệ uy 
tín, củng cố vị thế tín dụng bằng cách minh 
chứng nĕng ḷc tài chính và luôn có thiện chí 
trả nợ, để gia tĕng uy tín của mình trong thị 
trường, từ đó sẽ dễ dàng trong việc đàm phán 
với nhà cung cấp.
Ngoài ra, nghiên cứu này được tḥc 
h iện t rong gia i đoạn các DNDVTM 
gặp nh iều khó khĕn về vốn lưu động, do 
vậy các doanh nghiệp chấp nhận chi phí cao 
để trì hoãn thanh toán cho nhà cung cấp, để 
có được guồn tài trợ từ khoản tín dụng thương 
mại này.
Tóm lại, ba thành phần của chu kỳ tiền mặt 
gồm kỳ phải thu khách hàng, kỳ chuyển đổi 
hàng tồn kho và kỳ thanh toán cho nhà cung 
cấp được quản lý theo những cách khác nhau 
để tối đa hóa lợi nhuận của doanh nghiệp, hoặc 
để thúc đẩy tĕng trưởng doanh nghiệp. Hiện 
nay, đất nước ta đang trong quá trình hội nhập 
kinh tế quốc tế ngày càng sâu rộng. Trong điều 
kiện đó, quản trị vốn luân chuyển có vai trò 
hết sức quan trọng và được các nhà quản trị 
đặc biệt quan tâm.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
• Tài liệu tiếng Việt:
[1]. Phan Đình Nguyên và Nguyễn Ngọc Trãi 
2014, T́c đ̣ng c̉a v́n lưu đ̣ng đ́n lợi 
nhụn c̉a ćc doanh nghịp niêm ýt ở Vịt 
Nam, Tạp chí công nghệ ngân hàng, số 104, 
(tháng11/2014), trang 54-61.
[2]. Vương Đức Hoàng Quân, Lê Quang 
Minh, Lâm Quang Lộc và Trần Minh Tâm 
2014, Ḿi liên ḥ giữa qủn tṛ v́n lưu đ̣ng 
v̀ kh̉ nĕng ṭo ra lợi nhụn c̉a ćc doanh 
nghịp niêm ýt ṭi Vịt Nam giai đọn 2008-
2013, Tạp chí công nghệ ngân hàng, số 101, 
(tháng 8/2014), trang 23-30.
[3]. Nguyễn Minh Kiều 2014, T̀i ch́nh 
doanh nghịp cĕn b̉n, Nhà xuất bản tài 
chính.
[4]. Trần Ngọc Thơ và các cộng ṣ 2007, T̀i 
ch́nh doanh nghịp hịn đ̣i. Nhà xuất bản 
thống kê.
• Tài liệu tiếng Anh:
[5]. Abbasali, P., & Milad, E. 2012, Impact of 
Working Capital Management on Proitability 
and Market Evaluation: Evidence from 
Tehran Stock Exchange, International Journal 
72
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
of Business & Social Science; May2012, Vol. 
3 Issue 9, p311
[6]. Arunkumar, O, N., & Radharamanan, 
T, R. 2012, Analysis of effects of working 
capital management on corporate 
proitability of Indian Manufacturing Firms, 
International Journal of Business Insights & 
Transformation;Oct2011- Mar2012, Vol. 5 
Issue 1, p71.
[7]. Đông, H, P., & Su, J, T. 2010, The 
relationship between working capital 
management and proitability: a Vietnam 
case, International Research Journal of 
Finance a nd Economics I SSN Issue 
01/2010; 49:1450- 2887.
[8]. Judson, R,. & Owen, A,. 1996, 
Estimating Dynamic Panel Data Models: 
A Practical Guide for Macroeconomists, 
Economics Letters, 65:9-15.
[9]. Mathuva, D, M. 2010, The Inluence of 
Working Capital Management Components 
on Corporate Proitability: A Survey on 
Kenyan Listed Firms, Research Journal of 
Business Management, 4(1), pp. 1 – 11.
[10]. Roodman, D. 2006, How to Do 
xtabond2: An Introduction to “Difference” 
and “System” GMM in Stata, The Center 
for Global Development, Working Paper 
Number 103 December 2006.
[11]. Saghir, A., Hashmi, F, M., & Hussain, 
M, N. 2011, Working Capital Management 
and Proitability: Evidence from Pakistan 
Firms, Interdisciplinary Journal of 
Contemporary Research in Business, Vol 3, 
No 8, pp. 1092-1105.