Quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của các doanh nghiệp ngành Thủy sản Việt Nam
Sử dụng dữ liệu từ báo cáo tài chính của 25 doanh nghiệp thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2017-2021, nghiên cứu đánh giá các chỉ số thể hiện hiệu quả quản trị vốn lưu động và đo lường tác động của chúng đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Với phương pháp hồi quy dữ liệu bảng, kết quả nghiên cứu cho thấy, các chỉ tiêu kỳ thu tiền bình quân, kỳ luân chuyển hàng tồn kho, kỳ thanh toán bình quân và kỳ chuyển đổi tiền mặt đều tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời.
Giới thiệu
Padachi (2006) cho rằng, việc quản trị vốn lưu động rất quan trọng đối với sức khỏe tài chính của các doanh nghiệp (DN) thuộc mọi quy mô, vì vốn lưu động được ví như "dòng máu tuần hoàn trong cơ thể DN".
Tầm quan trọng của việc quản trị vốn lưu động được đặt ra với nhiều lý do như: (i) Số tiền đầu tư vào vốn lưu động của các DN thường chiếm tỷ lệ cao với tổng tài sản; (ii) Việc quản trị vốn lưu động ảnh hưởng trực tiếp đến tính thanh khoản và lợi nhuận của DN. Do đó, quản trị tốt vốn lưu động là nhân tố sống còn đối với các DN.
Ngành Thủy sản Việt Nam đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển kinh tế đất nước, đi đầu trong hội nhập kinh tế quốc tế. Theo Tổng cục Thống kê, ngành Thủy sản là ngành hàng “sáng giá” nhất năm 2022 với tỷ lệ tăng trưởng khoảng 23,6% so với năm 2021. Đặc biệt, xuất khẩu thủy sản năm 2022 đã vượt mốc 10 tỷ USD, đóng góp đáng kể vào tốc độ tăng tổng giá trị tăng thêm của toàn nền kinh tế.
Trong khi ngành Thủy sản do đặc điểm là cần nhiều vốn đặc biệt là vốn lưu động đối với việc thu mua nguyên liệu thì các chính sách và hiệu quả quản trị vốn lưu động của các nhà quản trị còn chưa được chú trọng, quan tâm. Điều này cũng ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng sinh lời của DN, nhất là trong bối cảnh kinh tế thế giới suy thoái, lạm phát gia tăng và cạnh tranh sẽ gay gắt hơn trong năm 2023, ngành Thủy sản sẽ đối mặt với không ít khó khăn, thách thức.
Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm
Vốn lưu động và quản trị vốn lưu động
Theo Brealey và cộng sự (2001), vốn lưu động là tiền của toàn bộ tài sản ngắn hạn của DN nhằm phục vụ quá trình sản xuất kinh doanh. Nguồn vốn này luân chuyển ngay trong một lần và được thu hồi toàn bộ, hoàn thành một vòng luân chuyển khi kết thúc một chu kỳ kinh doanh. Quản trị vốn lưu động là quyết định liên quan đến vốn lưu động và tài chính ngắn hạn.
Paramasivan và Subramanian (2008) cho rằng: “Quản trị vốn lưu động là quản trị tài sản ngắn hạn của DN như: Tiền mặt, chứng khoán, các khoản phải thu, hàng tồn kho và nợ ngắn hạn”. Quản trị vốn lưu động giữ vai trò quan trọng trong hoạt động sản xuất kinh doanh của DN. Mục tiêu của quản trị vốn lưu động tập trung kiểm soát các khoản phải thu, các khoản phải trả và quản lý việc đầu tư vào hàng tồn kho. Quản trị vốn lưu động đặc biệt quan trọng đối với sự tồn tại, sự ổn định và hiệu quả kinh doanh của DN.
Quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời của DN
Yếu tố kỳ thu tiền bình quân: Quản trị khoản phải thu nghĩa là chính sách tín dụng và thủ tục thu nợ những khoản mà khách hàng và các bên liên quan đang nợ DN. Thông qua bán chịu, DN có thể mở rộng thị trường, tăng doanh số, củng cố mối quan hệ lâu dài với khách hàng.
Tuy vậy, bán chịu cũng tạo thêm các bất lợi cho DN, nợ phải thu tăng làm tăng nhu cầu vốn lưu động, kéo theo sự tăng lên của chi phí tài chính, chi phí đòi nợ tăng, DN có thể đối diện tổn thất, do khách hàng không trả được nợ làm hoạt động sản xuất kinh doanh ngày càng đi xuống, ảnh hưởng nghiêm trọng đến lợi nhuận của DN. Nghiên cứu thực nghiệm của Afeef (2011), Dương Thị Hồng Vân và Trần Phương Nga (2018) cho thấy, kỳ thu tiền bình quân có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của DN.
Yếu tố kỳ luân chuyển hàng tồn kho: Quản trị hàng tồn kho làm cho mức tồn kho hợp lý và kiểm soát tồn kho, đẩy nhanh tốc độ luân chuyển hàng tồn kho khi đó sẽ tác động tích cực đến khả năng sinh lợi. Bởi khi các DN kéo dài thời gian lưu kho sẽ tốn thêm chi phí bảo quản lưu giữ, chất lượng hàng hóa để lâu kém chất lượng bán mất giá, tệ hơn là bán và thanh lý không hết hàng tồn kho làm ứ đọng.
Từ đó, DN hoạt động kinh doanh không đạt như kỳ vọng gây thua lỗ cho DN. Nghiên cứu thực nghiệm của Mumtaz và cộng sự (2011), Trần Thị Tú Uyên và Triệu Thị Hải Oanh (2018) cho thấy, kỳ luân chuyển hàng tồn kho tác động đến khả năng sinh lời của DN.
Yếu tố kỳ thanh toán bình quân: Thời gian thanh toán nợ cho người bán tăng do DN thành công trong đàm phán và được nhà cung cấp bán chịu với thời hạn dài hơn. Mặc khác, thời gian phải trả cho người bán gia tăng do DN thiếu khả năng thanh toán, không thể thanh toán đúng hạn các khoản nợ cho nhà cung cấp. Việc trì hoãn thanh toán làm giảm vị thế tín dụng của DN, ảnh hưởng không tốt đến tình hình tài chính của khả năng tạo lợi nhuận của DN. Nghiên cứu thực nghiệm của Sharma và Kumar (2011); Trần Thị Tú Uyên và Triệu Thị Hải Oanh (2018) cho thấy, kỳ thanh toán bình quân có tác động tới khả năng sinh lời.
Yếu tố kỳ luân chuyển tiền: Để giảm nhu cầu vốn lưu động trong một chu kỳ kinh doanh, trên cơ sở đó tiết kiệm vốn lưu động, nâng cao hiệu quả sử dụng vốn làm tăng lợi nhuận, DN phải rút ngắn thời gian luân chuyển tiền hay nói cách khác là rút ngắn chu kỳ vốn lưu động. Rút ngắn thời gian tồn kho là biện pháp mà các DN thường tập trung nghiên cứu, nhằm rút ngắn chu kỳ luân chuyển vốn lưu động. Nghiên cứu thực nghiệm của Sharma và Kumar (2011); Trần Thị Tú Uyên và Triệu Thị Hải Oanh (2018) cho thấy, kỳ luân chuyển tiền tác động đến khả năng sinh lời của DN.
Phương pháp nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu
Cơ sở lý thuyết vừa trình bày giúp hình thành mô hình nghiên cứu như sau:
ROAi,t = β_0+ β_1RDi,t + β_2 ITRi,t +β_3PDi,t + β_4CCC¬i,t + β_5 LOSi,t + β_6 DRi,t + β_7CRi,t + β_8FATAi,t + ε_(i,t)
Cách đo lường của các biến và kỳ vọng về dấu của các hệ số ước lượng βi (i=(1,8)) trong mô hình được trình bày và lý giải trong Bảng 1.
Bảng 1: Đo lường các biến và kỳ vọng dấu của các hệ số βi |
|||
Biến |
Đo lường |
Ký hiệu |
|
Biến phụ thuộc |
Khả năng sinh lời |
Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản |
ROA |
Biến độc lập |
Kỳ thu tiền bình quân |
Khoản phải thu ngắn hạn/Doanh thu thuần 1 ngày |
RD |
Kỳ luân chuyển hàng tồn kho |
Hàng tồn kho/Giá vốn hàng bán một ngày |
ITR |
|
Kỳ thanh toán bình quân |
Khoản phải trả người bán/Giá vốn hàng bán một ngày |
PD |
|
Kỳ luân chuyển tiền |
Kỳ thu tiền bình quân + Kỳ luân chuyển hàng tồn kho - Kỳ thanh toán bình quân |
CCC |
|
Quy mô doanh nghiệp |
Ln(Doanh thu thuần) |
LOS |
|
Chỉ số nợ |
Tổng nợ/tổng tài sản |
DR |
|
Khả năng thanh toán |
Tài sản ngắn hạn/nợ ngắn hạn |
CR |
|
Tỷ lệ tài sản cố định |
Tài sản cố định/tổng tài sản |
FATA |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 25 công ty cổ phần thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Nguồn số liệu được thu thập vào cuối mỗi năm trong giai đoạn 2017 - 2021 của 25 công ty, nên nghiên cứu gồm tổng cộng 121 quan sát. Các chỉ số được sử dụng trong nghiên cứu đo lường các biến của mô hình là dữ liệu thứ cấp được công bố trong các báo cáo tài chính đã được kiểm toán, báo cáo thường niên mỗi năm của các công ty thủy sản trong mẫu.
Phương pháp ước lượng
Hồi quy dữ liệu bảng được ước lượng bằng hai mô hình: Mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn mô hình FEM hay REM. Đồng thời, các kiểm định liên quan đến mức độ tin cậy của mô hình hồi quy với dữ liệu bảng cũng được thực hiện một cách thích hợp như: Kiểm định đa cộng tuyến thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) và phương sai sai số thay đổi thông qua kiểm định Wald - Modified Wald test for groupwise heteroscedasticity (Baltagi, 2008).
Kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
Các biến trong mô hình nghiên cứu đều có sự chênh lệch rất lớn giữa các giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất, nguyên nhân đến từ việc trong ngành các công ty có sự khác biệt khá lớn về quy mô hoạt động, chính sách quản trị hàng tồn kho, chính sách tín dụng, cũng như chính sách thương mại… Bên cạnh đó, còn có sự khác nhau về khả năng tạo doanh thu, lợi nhuận và thời gian hoạt động của công ty trên thị trường, tuỳ mỗi cơ chế và phương thức kinh doanh. Do đó, mỗi công ty sẽ thu được kết quả khác nhau, dẫn đến sự khác nhau về các giá trị được thống kê mô tả như trong Bảng 2.
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu |
|||||
Tên biến |
Số quan sát |
Giá trị trung bình |
Giá trị lớn nhất |
Giá trị nhỏ nhất |
Độ lệch chuẩn |
Biến phụ thuộc |
|||||
ROA |
121 |
-0,0299 |
0,2561 |
-1,6822 |
0,2803 |
Biến độc lập |
|||||
RD |
121 |
147 |
5.144 |
0 |
492 |
ITR |
121 |
145 |
965 |
0 |
176 |
PD |
121 |
78 |
840 |
2 |
142 |
CCC |
121 |
214 |
4.806 |
-706 |
497 |
LOS |
121 |
13,3620 |
16,6994 |
8,6454 |
1,6907 |
DR |
121 |
1,3028 |
22,4611 |
0,0422 |
3,1968 |
CR |
121 |
1,7466 |
26,0381 |
0,0015 |
3,1713 |
FATA |
121 |
0,2046 |
0,9649 |
0,0023 |
0,1586 |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Kiểm tra hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
Để kiểm tra khả năng có thể xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình, tác giả cũng kiểm tra hệ số tương quan giữa các biến. Kết quả nghiên cứu cho thấy, giá trị hệ số tương quan giữa các cặp biến đều nhỏ hơn 0,8. Do đó, vấn đề đa cộng tuyến không nghiêm trọng trong mô hình này. Riêng hệ số tương quan giữa CCC và RD đạt 0,91 là do CCC = RD+ITR-PD; do đó nghiên cứu sẽ hồi quy riêng ảnh hưởng của từng yếu tố quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời.
Kết quả nghiên cứu
Bảng 3: Mối tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình |
||||||||
RD |
ITR |
PD |
CCC |
LOS |
DR |
CR |
FATA |
|
RD |
1,00 |
|||||||
ITR |
-0,04 |
1,00 |
||||||
PD |
0,21 |
0,19 |
1,00 |
|||||
CCC |
0,91 |
0,25 |
-0,00 |
1,00 |
||||
LOS |
-0,38 |
-0,24 |
-0,45 |
-0,33 |
1,00 |
|||
DR |
0,35 |
-0,12 |
0,69 |
0,10 |
-0,28 |
1,00 |
||
CR |
-0,19 |
-0,05 |
-0,17 |
-0,05 |
-0,04 |
-0,15 |
1,00 |
|
FATA |
0,41 |
-0,12 |
0,39 |
0,25 |
-0,19 |
0,73 |
-0,18 |
1,00 |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Yếu tố kỳ thu tiền bình quân: Yếu tố này có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời. So với thực tế thì kết quả này rất hợp lý, các công ty cổ phần ngành Thủy sản có thời gian thu tiền càng nhiều, tức là các công ty bị người bán chiếm dụng nhiều vốn và ảnh hưởng đến dòng luân chuyển tiền cho hoạt động sản xuất kinh doanh, làm cho doanh thu giảm kéo theo các tỷ suất lợi nhuận sẽ giảm. Việc nới lỏng các chính sách thương mại làm tăng doanh thu, song song cũng làm tăng chi phí, dẫn đến lợi nhuận sẽ bị âm nếu kiểm soát không tốt chi phí.
Yếu tố kỳ luân chuyển hàng tồn kho: Yếu tố này tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời. Kéo dài thời gian lưu kho khiến DN gặp bất lợi về chi phí, cụ thể là chi phí lưu kho. Bên cạnh đó, thời gian bán hàng chậm có thể khiến chất lượng sản phẩm kém, DN đôi khi phải bán với giá thấp hoặc không bán được, vì vậy việc mua bán ngày càng thua lỗ, dẫn đến giảm doanh thu và lợi nhuận.
Yếu tố kỳ thanh toán bình quân: Yếu tố này tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời. Hiện khó khăn lớn nhất của ngành Thủy sản là nguồn nguyên liệu phải kể đến tác động tiêu cực của biến đổi khí hậu, xâm nhập mặn, dịch bệnh làm thiếu hụt nguyên liệu phải nhập khẩu để đáp ứng nhu cầu chế biến của các nhà máy. Vì vậy, người bán lúc này sẽ tăng giá bán hoặc thắt chặc chính sách bán chịu đối với các công ty thủy sản khi đó áp lực lên vai các nhà quản trị để rút ngắn thời gian thanh toán, tăng lợi nhuận và có tiền để trả nợ và rút ngắn thời gian thanh toán.
Yếu tố kỳ luân chuyển tiền: Kết quả cho thấy, các công ty thủy sản càng kéo dài thời gian luân chuyển tiền, tức là tiền sẽ chuyển đổi từ lúc mua nguyên vật liệu đến khi thu được tiền từ khách hàng sẽ bị kéo giãn hơn, lúc này sẽ làm chậm quá trình luân chuyển vốn hoạt động của công ty, do tiền hoạt động thường xuyên mà lại lưu thông chậm chạm, dẫn đến tăng chi phí và giảm lợi nhuận.
Ngoài các yếu tố thể hiện hiệu quả quản trị vốn lưu động, nghiên cứu cũng cho thấy, các yếu tố như quy mô hoạt động, chỉ số nợ, khả năng thanh toán và tỷ lệ tài sản cố định đều có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các DN thủy sản
Kết luận
Bảng 4: Kết quả ước lượng hồi quy |
|||||
Biến |
(1) FEM |
(2) FEM |
(3) REM |
(4) FEM |
(5) FEM |
RD |
-0,0001*** (0,0001) |
-0,0002*** (0,00002) |
|||
ITR |
-0,0001 (0,0001) |
-0,0003** (0,0001) |
|||
PD |
-0,0003** (0,0001) |
0,0000594 (0,0001) |
|||
CCC |
-0,0001*** (0,00001) |
||||
LOS |
-0,0008 (0,0170) |
0,0270 (0,0204) |
0,0181 (0,0101) |
-0,0481** (0,0274) |
0,0184 (0,0129) |
DR |
-0,0210 (0,0137) |
-0,0205 (0,0230) |
-0,0439*** (0,0078) |
-0,0298** (01,46) |
-0,0276* (0,0127) |
CR |
-0,0007 (0,0010) |
0,0002 (0,0017) |
-0,00199 (0,0045) |
-0,00128 (0,0009) |
-0,00089 (0,0009) |
FATA |
-0,5687 (0,3659) |
-0,8638** (0,4945) |
-0,3783** (0,1373) |
-0,5296 (0,3603) |
-0,4798 (0,3400) |
R2 |
63,95% |
58,31% |
52,85% |
68,39% |
66,76% |
F |
1371,81 |
10,24 |
289,53 |
2063,46 |
5566,09 |
N |
121 |
121 |
121 |
121 |
121 |
Ghi chú: *, **, *** hệ số có ý nghĩa thống kê lần lượt tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Giá trị sai số chuẩn điều chỉnh ở trong dấu ngoặc đơn.
Quản trị vốn lưu động hiệu quả nhằm đảm bảo các khoản phải thu, phả trả, hàng tồn kho và tiền mặt trong DN được duy trì ở mức cân đối. Từ đó, DN có thể tối ưu hóa nguồn vốn của mình, không lãng phí đồng thời cũng không thiếu hụt đến mức ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh.
Quản trị hiệu quả vốn lưu động giúp DN nâng cao hiệu quả kinh doanh, nhờ đẩy nhanh chu kỳ chuyển hóa tiền mặt, nâng cao uy tín cho DN, thực hiện đầy đủ, đúng hạn các nghĩa vụ tài chính ngắn hạn. Với 25 DN thủy sản Việt Nam trong nghiên cứu này rút ngắn được chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, góp phần giúp các DN này nâng cao khả năng sinh lời.
Tài liệu tham khảo:
- Vân, D. T. H., & Nga, T. P. (2018), Ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp: Bằng chứng từ các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng tại Việt Nam. Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng, số, 195, 39-47;
- Afeef, M. (2011), Analyzing the Impact of Working Capital Management on the Profitability of SME’s in Pakistan. International Journal of Business and Social Science, 2(22), 173-183;
- Mumtaz, A., Rehan, M., Rizwan, M., Murtaza, F., Jahanger, A., & Khan, H. A. (2011), Impact of Working Capital Management on firms’ performance: Evidence from Chemical sector listed firms in KSE-100 index. IOSR Journal of Business and Management (IOSR-JBM), e-ISSN, 93-100;
- 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;
- 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.
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả