The impact of working capital management on the profitability of listed companies in Vietnam
ThS. Lê Thị Cẩm Như
Ngân hàng Thương mại cổ phần Quốc tế Việt Nam
ThS. Trịnh Minh Đức
Trường Đại học Sài Gòn
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu này phân tích tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính của 400 doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán HOSE và HNX trong giai đoạn 2010 – 2024. Bằng việc sử dụng phương pháp FGLS, kết quả cho thấy, kỳ thu tiền, kỳ phải trả, chu kỳ luân chuyển tiền mặt có mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi, trong khi kỳ lưu kho không có tác động rõ rệt đến khả năng sinh lợi. Dựa trên các phát hiện này, nhóm tác giả đề xuất cần nhấn mạnh vai trò của quản trị vốn luân chuyển nhằm nâng cao hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp tại các thị trường mới nổi như Việt Nam.
Từ khóa: Vốn luân chuyển; chu kỳ luân chuyển tiền mặt; khả năng sinh lợi; công ty niêm yết.
Abstract: This study investigates the impact of working capital management on the profitability of listed companies in Vietnam. Data were collected from the financial statements of 400 enterprises listed on the HOSE and HNX stock exchanges during the period 2010 – 2024. Employing the Feasible Generalized Least Squares (FGLS) method, the findings reveal that the receivable collection period, payable deferral period, and cash conversion cycle are inversely related to profitability, whereas the inventory conversion period exhibits no significant impact. Based on these findings, the authors propose emphasizing the pivotal role of working capital management in enhancing the financial performance of firms in emerging markets such as Vietnam.
Keywords: Working capital; cash conversion cycle; profitability; listed companies.
1. Đặt vấn đề
Trong quản trị tài chính doanh nghiệp, quản trị vốn luân chuyển (WCM) là trụ cột cốt lõi quyết định tính thanh khoản và hiệu suất sinh lời ngắn hạn. Theo Smith (1980)1, thách thức trọng tâm của WCM là bài toán đánh đổi kinh điển giữa việc duy trì mức thanh khoản an toàn và tối đa hóa khả năng sinh lợi. Một chính sách WCM tối ưu không chỉ bảo đảm sự vận hành trơn tru của dòng tiền hoạt động mà còn tạo đà gia tăng giá trị dài hạn cho doanh nghiệp.
Trên quốc tế, tác động của WCM đến khả năng sinh lợi vẫn là một cuộc tranh luận học thuật chưa ngã ngũ. Nhiều nghiên cứu nền tảng khẳng định việc quản trị chặt chẽ chu kỳ chuyển hóa tiền mặt sẽ làm tăng tỷ suất sinh lời (Deloof, 2003)2, song các bằng chứng thực nghiệm sau này lại phân mảnh do sự khác biệt về chu kỳ kinh tế và quy mô. Tại Việt Nam, một thị trường vốn đang phát triển và nhiều biến động, các nghiên cứu hiện có cũng cho ra những kết luận trái chiều do sự giới hạn về thiết kế mẫu và giai đoạn quan sát (Nguyen & Nguyen, 2018)3.
Nhằm lấp đầy khoảng trống nghiên cứu, bài viết tập trung phân tích những tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết tại Việt Nam và được thực hiện trên một quy mô mẫu lớn gồm 400 doanh nghiệp niêm yết trong giai đoạn 2010 – 2024. Đồng thời, cung cấp những bằng chứng thực nghiệm mạnh mẽ và cập nhật, qua đó, tạo cơ sở khoa học vững chắc để các nhà quản trị, nhà đầu tư và cơ quan hoạch định chính sách phát triển các chiến lược tối ưu hóa nguồn vốn cho phù hợp.
2. Cơ sở lý thuyết
Hiệu quả của WCM phụ thuộc vào việc tối ưu hóa các thành phần cấu trúc cơ bản, đòi hỏi doanh nghiệp phải liên tục đưa ra các quyết định đánh đổi giữa lợi nhuận và rủi ro thanh khoản. Các thành phần trọng yếu của WCM, bao gồm:
(1) Khoản phải thu: phát sinh khi doanh nghiệp cung cấp tín dụng thương mại cho khách hàng. Nới lỏng tín dụng giúp kích thích doanh số nhưng đồng thời làm tăng chi phí quản lý và rủi ro nợ xấu (Deloof, 2003)4.
(2) Hàng tồn kho: đóng vai trò vùng đệm đảm bảo sự liên tục của chuỗi sản xuất và cung ứng. Mặc dù vậy, mức tồn kho quá cao sẽ làm tăng chi phí lưu kho và chi phí cơ hội của vốn (Padachi, 2006)5.
(3) Khoản phải trả: là nguồn tài trợ ngắn hạn từ nhà cung cấp. Việc chiếm dụng vốn thông qua kéo dài thời gian thanh toán mang lại lợi thế dòng tiền, nhưng lạm dụng có thể làm tổn hại uy tín thương mại (Deloof, 2003)6.
(4) Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC): là thước đo tổng hợp khoảng thời gian từ lúc thanh toán chi phí nguyên vật liệu đến khi thu hồi được dòng tiền từ doanh thu. Chu kỳ này càng ngắn thì hiệu quả sử dụng vốn càng cao (Richards & Laughlin, 1980)7.
Tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho thấy, dòng nghiên cứu thực nghiệm chủ lưu trên thế giới ghi nhận sự đồng thuận lớn về tác động tiêu cực của một chu kỳ luân chuyển tiền mặt kéo dài đối với khả năng sinh lợi. Trong nghiên cứu nền tảng tại Bỉ, Deloof (2003)8 phát hiện mối tương quan âm chặt chẽ giữa các cấu phần của CCC và tỷ suất sinh lợi. Kết quả này được củng cố bởi Lazaridis & Tryfonidis (2006)9 tại Hy Lạp, Padachi (2006)10 tại Mauritius, Raheman & Nasr (2007)11 tại Pakistan, cũng như Mansoori & Muhammad (2012)12 tại Singapore. Các tác giả đều nhất trí rằng các doanh nghiệp sinh lời thấp thường kẹt vốn vào tồn kho dư thừa và buông lỏng chính sách thu tiền.
Tuy nhiên, mối quan hệ này bị chi phối mạnh mẽ bởi đặc thù thể chế. Trái ngược với quan điểm trên, Sharma & Kumar (2011)13 tìm thấy tương quan đồng biến giữa kỳ thu tiền, CCC và tỷ suất sinh lợi ROA tại Ấn Độ, lý giải rằng ở các thị trường mới nổi, tín dụng thương mại là công cụ trọng yếu để bảo vệ thị phần. Baveld (2012)14 cũng chỉ ra chính sách nới lỏng khoản phải thu giúp hỗ trợ chuỗi cung ứng và gia tăng lợi nhuận trong thời kỳ khủng hoảng. Cung cấp một góc nhìn đa chiều, Nastiti et al. (2019)15 phát hiện sự đánh đổi tại Indonesia, việc CCC dài có thể gia tăng lợi nhuận ngắn hạn nhưng lại đe dọa trực tiếp đến tính bền vững của tốc độ tăng trưởng dài hạn.
Tại Việt Nam, nghiên cứu tiên phong của Dong & Su (2010)16 khẳng định lợi nhuận hoạt động gộp bị xói mòn khi CCC kéo dài. Kế thừa và mở rộng, Thoa & Uyên (2014)17 sử dụng dữ liệu bảng của 208 công ty, kết luận việc thu hồi nợ sớm không chỉ giải phóng áp lực thanh khoản mà còn tạo nguồn lực tái đầu tư. Các nghiên cứu này thống nhất rằng đặc điểm vi mô và tính chất chu kỳ của từng ngành có vai trò điều tiết mức độ nhạy cảm của cấu trúc vốn luân chuyển lên lợi nhuận.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng trích xuất từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của 400 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE và HNX trong giai đoạn 2010-2024, được thu thập thông qua cơ sở dữ liệu FiinPro.
3.2. Mô hình nghiên cứu
Dựa vào các nghiên cứu trước, nhóm tác giả xây dựng 4 mô hình nghiên cứu như sau:
GOP = β0 + β1(RPit) + β2(SIZEit) + β3(DRit) + β4(FARit) + β5 (CRit) + µit (1)
GOP = β0 + β1(IPit) + β2(SIZEit) + β3(DRit) + β4(FARit) + β5 (CRit) + µit (2)
GOP = β0 + β1(PPit) + β2(SIZEit) + β3(DRit) + β4(FARit) + β5 (CRit) + µit (3)
GOP = β0 + β1(CCCit) + β2(SIZEit) + β3(DRit) + β4(FARit) + β5 (CRit) + µit (4)
Trong đó:
Biến phụ thuộc: tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP)
Các biến độc lập: kỳ thu tiền (RP), kỳ lưu kho (IP), kỳ phải trả (PP), chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC)
Các biến kiểm soát: quy mô doanh nghiệp (SIZE), tỷ lệ nợ trên tổng tài sản (DR), tỷ lệ tài sản tài chính trên tổng tài sản (FAR), tỷ lệ thanh toán hiện hành (CR).
µit: sai số ngẫu nhiên
3.3. Phương pháp ước lượng
Nghiên cứu tiến hành ước lượng lần lượt qua các mô hình Pooled OLS, Tác động cố định (FEM) và Tác động ngẫu nhiên (REM). Các kiểm định F-test và Hausman được áp dụng để lựa chọn mô hình phù hợp nhất. Tiếp đó, các kiểm định chẩn đoán bao gồm hệ số phóng đại phương sai (VIF), kiểm định phương sai sai số thay đổi và kiểm định tự tương quan được thực hiện.
Để khắc phục các khuyết tật của dữ liệu bảng nếu có, phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) được áp dụng nhằm bảo đảm các ước lượng là vững và hiệu quả. Dữ liệu được xử lý bằng phần mềm Stata 17.
4. Kết quả nghiên cứu
Từ kết quả lựa chọn mô hình và kiểm định chẩn đoán cho thấy:
Kết quả kiểm định F-test (p-value < 0.05) và Hausman (p-value < 0.05) trên cả 4 phương trình đều cho thấy, mô hình FEM là phù hợp nhất so với Pooled OLS và REM. Kiểm định VIF cũng cho thấy không tồn tại đa cộng tuyến nghiêm trọng. Tuy nhiên, kiểm định Wald chỉ ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi (p-value < 0.05) và kiểm định Wooldridge xác nhận có sự hiện diện của hiện tượng tự tương quan bậc 1 (p-value < 0.05). Các kiểm định chẩn đoán chỉ ra mô hình tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan chuỗi trong dữ liệu bảng. Do đó, nghiên cứu áp dụng phương pháp FGLS nhằm khắc phục các vấn đề này và cung cấp ước lượng hiệu quả hơn. Kết quả FGLS từ bốn mô hình được trình bày trong Bảng 1.
Bảng 1: Kết quả phương pháp FGLS
| Biến | Mô hình 1 | Mô hình 2 | Mô hình 3 | Mô hình 4 |
| Hệ số | Hệ số | Hệ số | Hệ số | |
| RP | -0.0000076*** (-4.46) | |||
| IP | -0.000000485 (-1.27) | |||
| PP | -0.00000805*** (-2.65) | |||
| CCC | -0.0000015** (-2.55) | |||
| SIZE | -0.01485*** (-9.33) | -0.01487*** (-9.34) | -0.01435*** (-8.9) | -0.01482*** (-8.9) |
| DR | -0.19693*** (-21.84) | -0.19851*** (-21.96) | -0.1923*** (-20.8) | -0.19738*** (-20.8) |
| FAR | 0.249483*** (14.48) | 0.25089*** (14.52) | 0.250114*** (14.45) | 0.250533*** (14.45) |
| CR | -0.0011*** (-4.01) | -0.0011*** (-4.03) | -0.00109*** (-3.98) | -0.0011*** (-3.98) |
| Hằng số | 0.66245*** (15.74) | 0.6629*** (15.75) | 0.646199*** (15.05) | 0.661532*** (15.05) |
| N | 3088 | 3088 | 3088 | 3088 |
| Wald chi2(5) | 1175.03 | 1166.41 | 1047.14 | 1146.49 |
| Prob>chi2 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
| Ghi chú: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1, thống kê t trong ngoặc đơn | ||||
Kết quả Bảng 1 cho thấy, các thành phần của quản trị vốn luân chuyển có ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Cụ thể, biến kỳ thu tiền (RP) có hệ số âm, thể hiện mối quan hệ nghịch chiều với tỷ suất lợi nhuận gộp (GOP). Như vậy, khi doanh nghiệp rút ngắn thời gian thu hồi các khoản phải thu từ khách hàng thì khả năng sinh lợi sẽ được cải thiện. Ngược lại, việc kéo dài thời gian thu tiền có thể khiến vốn bị chiếm dụng lâu hơn và làm giảm hiệu quả tài chính. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước như Deloof (2003)18, Mansoori & Muhammad (2012)19, Gill, Biger & Mathur (2010)20.
Ngoài ra, biến kỳ lưu kho (IP) có hệ số âm nhưng không có ý nghĩa thống kê, cho thấy tác động của quản lý hàng tồn kho đến lợi nhuận chưa rõ ràng trong mẫu nghiên cứu. Tuy nhiên, việc rút ngắn thời gian lưu kho vẫn có thể góp phần cải thiện vòng quay vốn và dòng tiền của doanh nghiệp trong từng ngành cụ thể, từ đó, cần được phân tích ở cấp độ phân ngành để có kết luận sâu sắc hơn.
Bên cạnh đó, biến kỳ phải trả (PP) có hệ số là âm có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy việc kéo dài thời gian thanh toán cho nhà cung cấp có thể làm giảm khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Nguyên nhân có thể do doanh nghiệp mất các ưu đãi thương mại như chiết khấu thanh toán và ảnh hưởng đến uy tín với nhà cung cấp. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu của Padachi (2006)21 và Raheman & Nasr (2007)22.
Cuối cùng, chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) có hệ số âm với mức ý nghĩa 5%, cho thấy CCC có mối quan hệ nghịch chiều với khả năng sinh lợi. Điều này hàm ý rằng việc rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt giúp doanh nghiệp chuyển đổi nguồn lực thành tiền nhanh hơn, từ đó nâng cao khả năng sinh lời. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Shin & Soenen (1998)23, Lazaridis & Tryfonidis (2006)24, Raheman và Nasr (2007)25.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
Kết quả nghiên cứu cho thấy, các thành phần của quản trị vốn luân chuyển như kỳ thu tiền (RP), kỳ phải trả (PP) và chu kỳ chuyển đổi tiền mặt (CCC) đều có tác động tiêu cực đến khả năng sinh lợi của doanh nghiệp. Ngoài ra, kỳ lưu kho (IP) không cho thấy tác động thống kê đáng kể trong mô hình tổng hợp, phản ánh sự không đồng nhất giữa các ngành và gợi mở hướng phân tích phân ngành cho các nghiên cứu tiếp theo.
Dựa trên các phát hiện thực nghiệm, bài viết đề xuất các hàm ý quan trọng hướng đến ba nhóm đối tượng.
(1) Đối với nhà quản trị doanh nghiệp, cần ưu tiên rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt thông qua việc tăng tốc thu hồi khoản phải thu, kỷ luật thanh toán nhà cung cấp và áp dụng hệ thống quản lý vốn lưu động tích hợp để tạo lợi thế cạnh tranh bền vững.
(2) Đối với nhà đầu tư, chu kỳ luân chuyển tiền mặt nên được xem là một chỉ báo trọng yếu về chất lượng quản trị nội tại và sức khỏe dòng tiền dài hạn, bổ trợ đắc lực cho các chỉ số tài chính truyền thống tại thị trường Việt Nam.
(3) Ở tầm vĩ mô, các nhà hoạch định chính sách cần thúc đẩy phát triển thị trường vốn đa dạng giúp doanh nghiệp giảm phụ thuộc vào nợ ngắn hạn; đồng thời, hỗ trợ số hóa chuỗi cung ứng nhằm nâng cao hiệu quả luân chuyển vốn trên toàn hệ thống.
Mặc dù đóng góp những bằng chứng thực nghiệm có giá trị, trong đó còn một số hạn chế cần được tiếp tục giải quyết, như: việc phân tích dữ liệu tổng hợp chưa phản ánh được sự khác biệt đặc thù giữa các nhóm ngành nghề; khả năng sinh lời mới chỉ được đo lường đơn lẻ qua chỉ số GOP, tiếp tục bổ sung các chỉ số khác để đánh giá đa chiều rõ hơn; đồng thời, cần kiểm soát được tác động điều tiết của kinh tế vĩ mô và chu kỳ ngành. Từ việc phân tích chỉ ra những hạn chế, sẽ giúp cho các nhà nghiên cứu tài chính doanh nghiệp có cơ hội tiềm năng để phát triển thị trường Đông Nam Á.
Chú thích:
1. Smith, K. (1980). Profitability versus Liquidity Tradeoffs in Working Capital Management, Readings on the Movement of Working Capital. West Publishing Company, New York, St. Paul.
2, 4, 6, 8, 18. Deloof, M. (2003). Does working capital management affect profitability of Belgian firms? Journal of business finance & Accounting, 30(3‐4), 573 – 588.
3. Nguyen, A. T. H., & Van Nguyen, T. (2018). Working capital management and corporate profitability: Empirical evidence from Vietnam. Foundations of Management, 10(1), 195 – 206.
5, 10, 21. Padachi, K. (2006). Trends in working capital management and its impact on firms’ performance: an analysis of Mauritian small manufacturing firms. International Review of business research papers, 2(2), 45 – 58.
7. Richards, V. D., & Laughlin, E. J. (1980). A cash conversion cycle approach to liquidity analysis. Financial management, 32 – 38.
9, 24. Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange. Journal of financial management and analysis, 19(1).
11, 22, 25. Raheman, A., & Nasr, M. (2007). Working capital management and profitability-case of Pakistani firms. International review of business research papers, 3(1), 279 – 300.
12, 19. Mansoori, D. E., & Muhammad, D. (2012). The effect of working capital management on firm’s profitability: Evidence from Singapore. Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 4(5).
13. Sharma, A. K., & Kumar, S. (2011). Effect of working capital management on firm profitability: Empirical evidence from India. Global business review, 12(1), 159 – 173.
14. Baveld, M. B. (2012). Impact of working capital management on the profitability of public listed firms in The Netherlands during the financial crisis. School of Management and Governance.
15. Nastiti, P. K. Y., Atahau, A. D. R., & Supramono, S. (2019). Working capital management and its influence on profitability and sustainable growth. Business: Theory and Practice, 20, 61 – 68.
16. Dong, H. P., & Su, J. T. (2010). The relationship between working capital management and profitability: a Vietnam case. International research journal of finance and economics, 49(1), 59 – 67.
17. Thoa, T. T. K., & Uyên, N. T. U. (2014). Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 14(24), 62 – 70.
20. Gill, A., Biger, N., & Mathur, N. (2010). The relationship between working capital management and profitability: Evidence from the United States. Business and economics journal, 10(1), 1 – 9.
23. Shin, H.H. and Soenen, L. (1998). Efficiency of Working Capital Management and Corporate Profitability. Financial Practice and Education, 8, 37 – 45.
