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

er-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.