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