GIỚI THIỆU TỔNG QUAN ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU
Lý do chọn đề tài
Trong bối cảnh nền kinh tế toàn cầu biến động và dần bão hòa, năm 2017 đánh dấu một bước ngoặt quan trọng cho Việt Nam khi hoàn thành toàn diện 13 chỉ tiêu phát triển kinh tế - xã hội Tăng trưởng GDP đạt 6,81%, cao nhất trong gần 10 năm và vượt mục tiêu 6,7% của Quốc hội Niềm tin và tinh thần đổi mới sáng tạo, khởi nghiệp đang lan tỏa mạnh mẽ trong xã hội, thúc đẩy số lượng doanh nghiệp mới thành lập.
2017 đạt mức kỷ lục 126.859 doanh nghiệp với số vốn đăng ký mới và bổ sung trên 3,16 triệu tỷ đồng, đồng thời có 26.448 doanh nghiệp hoạt động trở lại
Mặc dù đạt được một số thành quả, Việt Nam vẫn đối mặt với vấn đề nợ công cao và khó khăn trong xử lý nợ xấu Theo Vnexpress, đến cuối tháng 9/2017, tỷ lệ nợ xấu là 2,34%, nhưng nếu tính thêm các khoản nợ tiềm ẩn và nợ VAMC, tổng nợ xấu lên tới 566.000 tỷ đồng, tương đương 8,61% Tuy nhiên, nhờ Nghị quyết 42, quá trình xử lý nợ xấu đã được thúc đẩy, với ngành ngân hàng xử lý được 70.000 tỷ đồng trong năm Điều này cho thấy việc sử dụng nợ trong hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp còn nhiều bất cập.
Cấu trúc vốn hiệu quả và tỷ lệ đòn bẩy tài chính phù hợp phụ thuộc vào từng đặc điểm của thị trường kinh tế Việc xác định cấu trúc vốn hợp lý giúp doanh nghiệp tối ưu hóa chi phí và tăng trưởng bền vững Tỷ lệ đòn bẩy tài chính cần được điều chỉnh theo tình hình kinh tế hiện tại để đảm bảo an toàn tài chính và khả năng cạnh tranh.
Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu trong suốt nhiều thập kỷ, vẫn chưa có kết luận chung về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Các nghiên cứu của Modigliani và Miller (1958, 1963) chỉ ra rằng, mặc dù nợ có thể mang lại lợi thế thuế, nhưng cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Mối liên hệ giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động vẫn là chủ đề gây tranh cãi với nhiều kết quả thực nghiệm khác nhau.
Chi phí cơ hội trong việc sử dụng nợ và vốn chủ sở hữu, theo nghiên cứu của Jensen & Meckling (1976), cùng với hiệu quả xử lý nợ được chỉ ra bởi Grossman & Hart (1983) và Jensen (1986), cho thấy đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Các lý thuyết mở rộng tiếp theo từ Bolton & Scharfstein (1990), Chevalier & Scharfstein (1996) và Dasgupta cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của việc tối ưu hóa cấu trúc vốn để nâng cao hiệu suất kinh doanh.
Theo nghiên cứu của Titman (1998), đòn bẩy tài chính có thể tạo ra cơ hội cạnh tranh trong thị trường sản phẩm tập trung Do đó, cần điều chỉnh tác động của đòn bẩy tài chính đối với hiệu quả doanh nghiệp tùy thuộc vào mức độ cạnh tranh của thị trường.
Nghiên cứu này chỉ ra rằng đòn bẩy có tác động tích cực đáng kể đến hiệu quả hoạt động của công ty Ngoài ra, hiệu ứng tương tác giữa đòn bẩy và mức độ cạnh tranh cũng cho thấy sự ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động Những phát hiện này gợi ý rằng sự cạnh tranh có thể tăng cường lợi ích từ việc sử dụng đòn bẩy trong doanh nghiệp.
Các phát hiện trong bài báo này phù hợp với nghiên cứu của Opler và Titman (1994) cùng Kovenock và Phillips (1997) về những bất lợi tương tác giữa đòn bẩy và thị trường sản phẩm tập trung Tuy nhiên, khác với những kết quả tiêu cực không có ý nghĩa thống kê về đòn bẩy và hoạt động công ty mà các tác giả trước đó đã tìm thấy, bài báo này chỉ ra những tác động tích cực trực tiếp.
Bài viết này đóng góp và xây dựng thêm vào các tài liệu hiện có như sau:
Bài nghiên cứu này tập trung vào các doanh nghiệp niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tại Việt Nam, cung cấp bằng chứng rõ ràng về sự tương tác giữa đòn bẩy tài chính và cạnh tranh, ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp ở các nước đang phát triển.
In addition to the Herfindahl-Hirschman Index, this study employs a new method for measuring competition, known as the Boone Indicator, as outlined by Boone, Griffith, and Harrison (2005) and Boone, van Ours, and van der Wiel (2007).
Chỉ báo Boone đã khắc phục những sai sót trong các chỉ số đo lường mức độ tập trung được sử dụng trong các nghiên cứu trước đây, như của Campello (2003, 2006), Chevalier (1995a, 1995b), Kovenock & Phillips (1997) và Opler & Titman (1994) Một ví dụ điển hình là mức độ tập trung thị trường sản phẩm cao có thể chỉ là hệ quả của việc các công ty hoạt động kém hiệu quả rút lui khỏi thị trường do sự cạnh tranh gay gắt.
1973), trong trường hợp này, lợi nhuận của công ty hoạt động hiệu quả sẽ tăng (Boone et al., 2005, 2007, Boone, 2008).
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu định lượng này nhằm xác định mối quan hệ giữa tỷ lệ đòn bẩy, hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và mức độ cạnh tranh, với hy vọng đáp ứng các mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.
Để đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cần đưa ra bằng chứng thực nghiệm dựa trên hai yếu tố quan trọng: tỷ lệ đòn bẩy tài chính và mức độ cạnh tranh trên thị trường.
Nghiên cứu trước đây cho thấy các ngành có mức độ tập trung cao, như thị trường độc quyền, nếu sử dụng nợ nhiều sẽ hoạt động kém hiệu quả Bài viết này nhằm kiểm chứng xem liệu nhận định này có đúng với tình hình kinh tế Việt Nam hay không.
Câu hỏi nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu này, tác giả đưa ra hai câu hỏi nghiên cứu chính:
Đòn bẩy tài chính có tác động như thế nào đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp?
Tác động của đòn bẩy tài chính lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp sẽ thay đổi như thế nào với mức độ cạnh tranh ngành khác nhau?
Phương pháp luận
Bài nghiên cứu được thực hiện bằng cách tiến hành ước lượng hồi quy kết hợp GMM tìm kiếm mối quan hệ giữa
Tỷ lệ đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Tỷ lệ đòn bẩy tài chính, hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và mức độ cạnh tranh
Trong giai đoạn 2011-2016, việc xác định mức độ sử dụng nợ phù hợp cho từng ngành nghề đã được thực hiện, tương ứng với các cấu trúc thị trường khác nhau trong nền kinh tế Việt Nam.
Kết cấu bài nghiên cứu
Bài nghiên cứu gồm có 5 chương:
Chương 1: Giới thiệu tổng quan đề tài nghiên cứu
Chương 2: Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây
Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Kết quả nghiên cứu
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Cơ sở lý thuyết nghiên cứu
2.1.1 Lý thuyết chi phí đại diện
Lý thuyết chi phí đại diện do Jensen và Meckling (1976) đề xuất cho rằng cấu trúc vốn tối ưu phụ thuộc vào chi phí đại diện, tức là mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản lý và cổ đông Các nhà quản lý, không phải là chủ sở hữu, thường ưu tiên lợi ích cá nhân hơn là tối đa hóa giá trị cho cổ đông Điều này giải thích tại sao trong các công ty nhỏ, nơi mà nhiều nhà quản lý cũng là cổ đông, chi phí đại diện thường thấp hơn Khi chi phí đại diện giảm, tỷ lệ đòn bẩy trong doanh nghiệp cũng giảm theo Ngược lại, các công ty lớn thường sử dụng nợ vay nhiều hơn để giảm thiểu vấn đề chi phí đại diện.
2.1.2 Lý thuyết cấu trúc vốn (Mô hình MM)
Lý thuyết MM về cấu trúc vốn của doanh nghiệp được hai tác giả Modigliani và
Lý thuyết Modigliani-Miller (MM) được giới thiệu vào năm 1958 dựa trên 5 giả định chính về thị trường hoàn hảo, bao gồm: không có thuế thu nhập doanh nghiệp và cá nhân, không có chi phí giao dịch, không có chi phí phá sản hay khó khăn tài chính, cá nhân và doanh nghiệp có thể vay tiền với lãi suất như nhau, và thị trường vốn là hoàn hảo Theo Modigliani và Miller, giá trị doanh nghiệp không phụ thuộc vào cấu trúc vốn, nghĩa là việc sử dụng nợ vay không ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Từ các giả định này, tác giả cho rằng tài trợ từ nguồn nội bộ và bên ngoài có thể thay thế cho nhau một cách hoàn hảo Lý thuyết MM được kết luận qua hai mệnh đề chính.
Trong điều kiện không có thuế, giá trị của công ty có vay nợ (VL) bằng giá trị của công ty không có vay nợ (VU), tức là VU = VL.
Mệnh đề MM số II khẳng định rằng lợi nhuận yêu cầu trên vốn cổ phần tỷ lệ thuận với mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính Modigliani và Miller (1958) cho rằng việc sử dụng nợ có thể mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn cho chủ sở hữu, nhưng đồng thời cũng gia tăng rủi ro do tỷ lệ nợ vay tăng Cuối cùng, tổng giá trị của doanh nghiệp có sử dụng nợ không khác biệt so với doanh nghiệp không sử dụng nợ Tuy nhiên, lý thuyết MM dựa vào giả định về thị trường hoàn hảo, điều này hiếm khi xảy ra trong thực tế, từ đó dẫn đến sự phát triển của các lý thuyết khác nhằm khắc phục những hạn chế của lý thuyết MM.
2.1.3 Lý thuyết đánh đổi Để khắc phục nhược điểm thị trường hoàn hảo không tồn tại trong thực tế như lý thuyết cấu trúc vốn MM, lý thuyết đánh đổi đưa ra bởi Kraus và Litzenberger (1973) cho rằng doanh nghiệp cần lựa chọn một cấu trúc vốn tối ưu nhằm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Lý thuyết này phát biểu rằng giá trị của doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy tài chính bằng giá trị doanh nghiệp trong trường hợp được tài trợ hoàn toàn bằng vốn cổ phần cộng với hiện giá tấm chắn thuế và trừ cho hiện giá của chi phí kiệt quệ tài chính Lý thuyết giải thích doanh nghiệp thường tài trợ một phần bằng nợ vay và một phần tài trợ bằng vốn cổ phần Lợi ích của việc tài trợ từ nợ là lợi ích tấm chắn thuế từ lãi vay Tuy nhiên, rủi ro của việc tài trợ từ nợ là chi phí kiệt quệ tài chính như chi phí phá sản như chi phí cho luật sư, nhân viên trong quá trình chờ phá sản,
Lý thuyết đánh đổi giải thích sự khác biệt trong cấu trúc vốn của các doanh nghiệp tùy thuộc vào đặc thù ngành nghề, ví dụ như ngành hàng không có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình cao thường vay nợ nhiều hơn ngành dược phẩm Doanh nghiệp vay nợ để tối ưu hóa lợi ích cấu trúc vốn khi tỷ lệ nợ vay đủ bù đắp chi phí kiệt quệ tài chính, với các yếu tố khác như kế hoạch đầu tư và tổng tài sản không thay đổi Lý thuyết này làm rõ chi phí kiệt quệ tài chính mà lý thuyết MM chưa đề cập Tuy nhiên, nó không giải thích được lý do tại sao một số công ty phát triển nhanh và có lợi nhuận cao lại ít sử dụng nợ, điều này dẫn đến sự ra đời của lý thuyết trật tự phân hạng để tiếp tục giải đáp các câu hỏi này.
2.1.4 Lý thuyết trật tự phân hạng
Lý thuyết này được phát hiện đầu tiên từ nghiên cứu của Myers và Majluf (1984)
Lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng ban quản trị nắm thông tin về hoạt động tương lai của doanh nghiệp nhiều hơn các nhà đầu tư bên ngoài, dẫn đến việc dễ dàng hơn trong quyết định đầu tư và tài trợ Thông tin bất cân xứng ảnh hưởng đến lựa chọn giữa tài trợ nội bộ và bên ngoài thông qua phát hành chứng khoán nợ và vốn cổ phần Doanh nghiệp thường ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ, tiếp theo là nợ, và phát hành cổ phần là lựa chọn cuối cùng Điều này giải thích tại sao các công ty có khả năng sinh lợi cao thường ít sử dụng đòn bẩy tài chính Tuy nhiên, lý thuyết này không giải thích được sự khác biệt về tỷ lệ nợ giữa các ngành.
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
2.2.1 Đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Theo các bài viết khoa học Modigliani and Miller (1958), việc nghiên cứu cấu trúc vốn đã thu hút nhiều sự chú ý cùng với các giả thuyết khác nhau Modigliani and Miller (1958) giả thuyết rằng, trong một thị trường hoàn hảo, thì cấu trúc vốn không ảnh hưởng đến giá trị của công ty, việc có sử dụng hay không sử dụng nợ không ảnh hưởng đến kết quả hoạt động của doanh nghiệp Tuy nhiên, Kjellman & Hansén, 1995; Myers, 1984 cho rằng giả định về một thị trường hoàn hảo trong thực tế là không xảy ra, vì thế cấu trúc vốn có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Jensen và Meckling (1976) đã chỉ ra hai loại chi phí đại diện, trong đó chi phí đại diện của các cổ đông bên ngoài phát sinh từ xung đột lợi ích giữa cổ đông – nhà quản lý và cổ đông bên ngoài Khi cổ đông trở thành nhà quản lý và cần chia sẻ lợi nhuận với nhà đầu tư bên ngoài, họ có xu hướng hành động theo cách có thể gây ra rủi ro đạo đức nhằm tối đa hóa lợi ích cá nhân Chi phí đại diện sẽ gia tăng khi số lượng nhà đầu tư bên ngoài tăng lên Do đó, việc sử dụng đòn bẩy tài chính cao hơn có thể giúp giảm chi phí đại diện và nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Chi phí đại diện phát sinh từ mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và chủ nợ, khi cổ đông chấp nhận đầu tư vào các dự án rủi ro bằng nguồn vốn vay để tối đa hóa lợi nhuận Tuy nhiên, khi dự án thất bại, khoản lỗ sẽ được chia sẻ giữa chủ nợ và cổ đông, khiến chủ nợ yêu cầu điều khoản vay khắt khe hơn và lãi suất cao hơn, làm tăng chi phí vay của công ty Điều này cho thấy đòn bẩy tài chính có thể ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động, đặc biệt là ở các công ty sử dụng đòn bẩy cao Myers (1997) chỉ ra rằng các doanh nghiệp này có thể từ chối các dự án đầu tư có khả năng sinh lời do áp lực từ các điều khoản pháp lý khó khăn của chủ nợ, dẫn đến giảm giá trị thị trường Stulz (1990) cũng phân tích rằng việc sử dụng vốn vay có thể gây ra vấn đề đầu tư dưới mức, khi nhà quản lý từ chối đầu tư vào tài sản rủi ro thấp để tối đa hóa lợi nhuận cá nhân, mặc dù các dự án này có thể tạo ra dòng tiền ổn định để thanh toán nợ, nhưng lại không mang lại lợi nhuận cao cho cổ đông.
Bài viết đề cập đến chi phí đại diện của các chủ nợ và mâu thuẫn lợi ích giữa công ty và cổ đông Titman (1984) cho rằng đòn bẩy tài chính ảnh hưởng đến khả năng thanh lý tài sản, có thể dẫn đến chi phí thanh lý cao cho cả khách hàng và chủ nợ, tùy thuộc vào chính sách thanh lý của công ty Khách hàng chỉ chấp nhận mua cổ phần của công ty có tỷ lệ đòn bẩy cao khi giá thanh lý thấp Đồng thời, chủ nợ có xu hướng áp đặt nhiều điều khoản hạn chế hơn Maksimovic và Titman (1991) cũng chỉ ra rằng khách hàng có thể cảm thấy chất lượng sản phẩm của công ty có đòn bẩy cao dễ bị tổn thương, dẫn đến việc họ buộc phải giao dịch với công ty đó.
Do đó, mức độ cao của đòn bẩy có thể gây bất lợi cho hoạt động công ty
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng tác động của đòn bẩy tài chính đến hiệu suất công ty có sự khác biệt rõ rệt Một số nghiên cứu cho thấy tác động tiêu cực (Bhagat & Bolton, 2008; Ghosh, 2008; King & Santor, 2008), trong khi các nghiên cứu khác lại ghi nhận tác động tích cực (Berger & Bonaccorsi di Patti, 2006; Margaritis & Psillaki, 2010; Weill, 2008) hoặc không có ảnh hưởng đáng kể (Phillips & Sipahioglu, 2004) Đặc biệt, mối quan hệ này còn phụ thuộc vào các vấn đề nội tại của doanh nghiệp; Schoubben và Van Hulle (2006) cho thấy đòn bẩy có tác dụng tích cực đối với công ty niêm yết nhưng lại ảnh hưởng tiêu cực đến công ty không niêm yết Hơn nữa, Ruland và Zhou (2005) chỉ ra rằng đòn bẩy có thể nâng cao hiệu quả hoạt động của các công ty đa ngành, đặc biệt là những công ty nhỏ có chi phí đại diện cao hơn.
Nghiên cứu gần đây (Bolton & Scharfstein, 1990; Chevalier, 1995a, 1995b; Chevalier & Scharfstein, 1996; Dasgupta & Titman, 1998) chỉ ra rằng mức độ cạnh tranh thị trường có ảnh hưởng lớn đến mối quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Sự cạnh tranh này cung cấp dấu hiệu cho thấy cách mà các công ty đối thủ phản ứng khi một doanh nghiệp áp dụng mức đòn bẩy cao hơn.
2.2.2 Đòn bẩy tài chính, chiến lược giá, mức độ cạnh tranh, hiệu quả doanh nghiệp Đòn bẩy có mối quan hệ tác động phức tạp với mức độ cạnh tranh trên thị trường sản phẩm Brander và Lewis (1986) cho rằng đòn bẩy giúp các công ty cạnh tranh tích cực hơn trên thị trường do giới hạn pháp lý, từ đó bù đắp những vấn đề chi phí đại diện liên quan Tuy nhiên, theo Wanzenried (2003), vấn đề giới hạn pháp lý phụ thuộc vào tính chất đặc điểm cạnh tranh và sản phẩm Điều này cho thấy rằng giới hạn pháp lý các khoản nợ có thể ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng sinh lời của các công ty có sử dụng đòn bẩy tài chính Nguyên nhân là do ảnh hưởng của sự giới hạn này thúc đẩy việc tăng gia sản xuất, dẫn đến giảm giá thành thực tế Lợi nhuận giảm, sản phẩm dễ dàng bị thay thế Sản phẩm của doanh nghiệp dễ dàng bị tấn công bởi các đối thủ cạnh tranh trên thị trường trong cùng ngành, dẫn đến khả năng bị thâu tóm Ngoài ra, lý thuyết cạnh tranh và nghiên cứu có liên quan (Bolton & Scharfstein, 1990; Chevalier & Scharfstein, 1996; Dasgupta & Titman, 1998; Fudenberg & Tirole,
1986) cho thấy rằng các công ty sử dụng đòn bẩy cao khó mà cạnh tranh lại các đối thủ trong cùng một thị trường sản phẩm
Các công ty sử dụng đòn bẩy tài chính cao trong thị trường sản phẩm tập trung có thể dễ bị tổn thương trước cạnh tranh, vì lợi nhuận hiện tại là tín hiệu cho triển vọng tương lai và thúc đẩy doanh nghiệp đánh bại đối thủ Fudenberg và Tirole (1986) chỉ ra rằng những công ty này thường nhạy cảm hơn với tín hiệu thị trường do hạn chế tài chính Hơn nữa, doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ sẽ phải đối mặt với các ràng buộc pháp lý lớn hơn, ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động Tuy nhiên, trong môi trường cạnh tranh thấp và tính tập trung cao, doanh nghiệp có thể tận dụng cơ hội đầu tư với tỷ suất sinh lời cao hơn, đồng thời giảm chi phí đại diện và tăng lợi nhuận nhờ số lượng đối thủ ít ỏi.
Nghiên cứu của Aiken, Dewatripont và Rey (1997) cùng với Hart (1983) nhấn mạnh rằng cạnh tranh không chỉ mang lại lợi ích cho đối thủ mà còn củng cố ảnh hưởng của đòn bẩy và giảm nhẹ các vấn đề chi phí đại diện của nợ Bài viết đặt ra câu hỏi về tác động của thị trường cạnh tranh sản phẩm đối với tăng trưởng kinh tế Schumpeter đã đưa ra quan điểm rằng sản phẩm độc quyền mới thúc đẩy đổi mới, dẫn đến tăng trưởng kinh tế, trong khi sản phẩm trong thị trường cạnh tranh có thể gây bất lợi Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm gần đây như của Nickell (1996) và Blundell et al (1995) cho thấy có mối tương quan tích cực giữa sự cạnh tranh và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Điều này dường như ủng hộ quan điểm rằng cạnh tranh mang lại kết quả tích cực cho doanh nghiệp Tác giả cho rằng thị trường cạnh tranh sản phẩm tạo ra môi trường thuận lợi cho việc áp dụng công nghệ, từ đó thúc đẩy tăng trưởng Bài nghiên cứu mong muốn thử nghiệm các cách tiếp cận khác nhau để kết hợp lý thuyết tăng trưởng Schumpeterian với bằng chứng thực nghiệm, nhằm làm rõ ảnh hưởng của mức độ cạnh tranh đến tăng trưởng và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Chevalier và Scharfstein (1996) đã mở rộng mô hình chi phí bằng cách chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính hạn chế khả năng đầu tư của các công ty vào thị trường cổ phiếu Nghiên cứu cho thấy rằng trong giai đoạn suy thoái, các công ty có tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao thường có mức giá sản phẩm cao hơn so với các công ty có tỷ lệ đòn bẩy thấp Điều này dẫn đến bất lợi cạnh tranh cho các công ty sử dụng đòn bẩy cao, khiến sản phẩm của họ kém cạnh tranh hơn trong bối cảnh kinh tế khó khăn Tác động quan trọng của điều này là làm giảm mức độ cạnh tranh trên thị trường sản phẩm.
Chevalier (1995a) đã chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính có thể tạo ra bất lợi cạnh tranh trong ngành bán lẻ, khi sự gia tăng đòn bẩy dẫn đến giá trị thị trường của đối thủ tăng lên Nghiên cứu cho thấy rằng các doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy cao có khả năng thu hút sự xâm nhập và phát triển của các công ty đối thủ tiềm năng Hơn nữa, theo Chevalier (1995b), giá cả thị trường có xu hướng tăng khi các công ty đối thủ cũng áp dụng đòn bẩy cao Các công ty này thường có giá trị cao hơn so với những đối thủ ít sử dụng đòn bẩy Ngược lại, trong các thị trường tập trung, giá trị của các công ty sử dụng đòn bẩy cao có thể giảm nếu họ rời khỏi thị trường Những phát hiện này nhấn mạnh rằng các công ty với đòn bẩy cao dễ bị tấn công hơn trong môi trường cạnh tranh yếu so với các đối thủ ít sử dụng đòn bẩy.
Nghiên cứu của Opler và Titman (1994) chỉ ra rằng các công ty có đòn bẩy cao dễ dàng mất thị phần vào tay đối thủ có đòn bẩy thấp trong thời kỳ suy thoái ngành Đặc biệt, trong các thị trường tập trung, sự mất mát này diễn ra mạnh mẽ hơn Kovenock và Phillips (1997) cũng phát hiện rằng đòn bẩy tiêu cực có thể dẫn đến việc đóng cửa nhà máy, và hiệu ứng này phụ thuộc vào cấu trúc vốn và mức độ tập trung của thị trường Những bằng chứng này cho thấy tỷ lệ đòn bẩy cao có thể gây tổn hại nghiêm trọng đến doanh nghiệp trong các thị trường kinh tế tập trung, nơi cạnh tranh hạn chế.
Nghiên cứu của Campello (2003) chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng doanh thu của doanh nghiệp trong các ngành ít sử dụng nợ trong thời kỳ suy thoái kinh tế, nhưng không ảnh hưởng trong thời kỳ bùng nổ Tác giả nhấn mạnh rằng hiệu quả hoạt động tối ưu thường đạt được khi doanh nghiệp sử dụng nợ ở mức vừa phải, trong khi nợ quá mức có thể gây ra hiệu quả kém Đặc biệt, các công ty ở thị trường tập trung cho thấy tác động tích cực hơn so với các công ty trong thị trường cạnh tranh Nghiên cứu cũng cho thấy sự nhạy cảm khác nhau giữa các ngành về tác động của đòn bẩy tài chính sau cú sốc kinh tế, với những doanh nghiệp phụ thuộc vào nợ có khả năng giảm thị phần trong thời kỳ suy thoái Campello cung cấp bằng chứng cho thấy mối liên hệ giữa cấu trúc vốn, thị trường sản phẩm và chu kỳ kinh doanh, khẳng định rằng cấu trúc tài chính ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả cạnh tranh của doanh nghiệp.
Aghion, P., Braun, M., và Fedderke, J (2008) đã khám phá ba bộ dữ liệu bảng để thay thế giá trị đầu tiên của mức độ cạnh tranh thị trường sản phẩm trong ngành công nghiệp sản xuất ở Nam Phi và ước tính ảnh hưởng của nó lên tăng trưởng Kết quả cho thấy rằng (i) sự tăng giá trong ngành công nghiệp Nam Phi cao hơn đáng kể so với các ngành tương ứng toàn cầu; (ii) việc giảm sự tăng giá, tức là tăng cường mức độ cạnh tranh, có tác động tích cực lớn đến tăng trưởng năng suất ở Nam Phi Các phân tích trong bài viết mở ra nhiều hướng nghiên cứu thú vị, bao gồm việc phát triển công cụ cho thị trường cạnh tranh sản phẩm, tìm kiếm dữ liệu nghiên cứu để thực hiện phân tích tương tự, và khám phá mối liên hệ giữa tự do hóa thương mại và áp lực cạnh tranh nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Nickell et al (1996) đã chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa mức độ cạnh tranh và hiệu quả hoạt động thông qua việc đo lường tổng năng suất nhân tố tăng trưởng (TFP) Nghiên cứu cho thấy rằng tác động tích cực của cạnh tranh đối với tăng trưởng năng suất có xu hướng giảm ở những công ty có cổ đông bên ngoài chiếm ưu thế, tức là những công ty sử dụng nguồn vốn cổ phần, so với các công ty có cấu trúc vốn ít bị chi phối bởi cổ đông, chủ yếu tài trợ bằng nợ Phát hiện này tạo nền tảng cho việc phát triển và mở rộng lý thuyết cho bài nghiên cứu này.
Beiner, Schmid, và Wanzenried (2011) đưa ra bài nghiên cứu gần đây đối với
DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên lý thuyết dự đoán và bằng chứng thực nghiệm, bài viết xây dựng ba giả thuyết kiểm chứng chính liên quan đến tình hình doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Sự cân bằng giữa chi phí đại diện của vốn chủ sở hữu và nợ được nhấn mạnh bởi nghiên cứu của Jensen và Meckling.
Nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) nêu ra các vấn đề về vốn chủ sở hữu, chi phí đại diện và môi trường pháp lý mà các công ty hoạt động Mặc dù việc tăng cường giám sát do tài trợ nợ có thể gây ra chi phí, nhưng việc sử dụng đòn bẩy vẫn được kỳ vọng mang lại lợi ích lớn hơn (Grossman & Hart, 1983; Harris & Raviv, 1990; Jensen, 1986) Hơn nữa, một môi trường pháp lý tối ưu sẽ củng cố lợi thế chiến lược của đòn bẩy, như được đề xuất bởi Brander và Lewis (1986), từ đó tạo ra hiệu ứng tích cực cho hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Điều này dẫn đến giả thuyết đầu tiên về tác động của đòn bẩy đối với hiệu suất doanh nghiệp.
H1: Đòn bẩy tài chính ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Đòn bẩy tài chính khiến doanh nghiệp dễ bị tổn thương trước các đối thủ trong thị trường cạnh tranh, như đã được nghiên cứu bởi nhiều tác giả (Bolton & Scharfstein, 1990; Campello, 2003, 2006; Chevalier, 1995a, 1995b; Chevalier & Scharfstein, 1996; Kovenock & Phillips, 1997; Opler & Titman, 1994) Mặc dù các bất lợi cạnh tranh từ việc sử dụng đòn bẩy có thể được giảm thiểu nhờ vào những lợi ích chiến lược, như đã chỉ ra trong nghiên cứu của Brander và Lewis (1986), những lợi ích này có thể cải thiện hoặc làm giảm thiểu tác động tiêu cực từ đối thủ trong thị trường Một giả thuyết thứ hai sẽ được xây dựng dựa trên những yếu tố này.
H2: Tỷ lệ đòn bẩy tài chính tăng lên trong thị trường cạnh tranh và giảm đi trong thị trường tập trung
Mức độ cạnh tranh trong ngành có thể được đánh giá thông qua tỷ lệ sử dụng đòn bẩy của các công ty đối thủ (Campello, 2003, 2006; Chevalier, 1995b; Chevalier & Scharfstein, 1996) Sự ảnh hưởng của đòn bẩy có thể bị điều chỉnh bởi các đối thủ cạnh tranh, tạo ra những tác động đáng kể đến chiến lược và hiệu suất của từng công ty.
Trong môi trường cạnh tranh, những đối thủ có tỷ lệ đòn bẩy cao có khả năng nâng cao hiệu quả hoạt động, trong khi đó, trong môi trường tập trung, hiệu quả hoạt động lại có xu hướng giảm.
Nguồn dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.2.1 Nguồn dữ liệu Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng bao gồm 212 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội trong giai đoạn từ 2011-2016, số liệu được thu thập từ báo cáo tài chính và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh từ nguồn dữ liệu của Thomson Reuters
Các công ty mẫu được phân loại theo 21 ngành công nghiệp khác nhau dựa trên chuẩn phân ngành của sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam Trong đó, các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tài chính và dịch vụ như ngân hàng, bảo hiểm, đầu tư chứng khoán, bất động sản và ủy thác đầu tư đã bị loại trừ Sự loại trừ này nhằm mục đích tạo ra sự khác biệt trong quy trình hoạt động và giúp dễ dàng so sánh kết quả hơn.
Bảng 3.1 Danh sách các ngành trong dữ liệu nghiên cứu.
1 Bán buôn hàng lâu bền
2 Bán buôn hàng tiêu dùng
4 Công nghiệp xuất bản - Ngoại trừ internet
6 Khai khoáng (ngoại trừ dầu mỏ và khí đốt)
8 Phát, truyền tải và phân phối điện năng
9 Sản xuất các sản phẩm kim loại cơ bản
10 Sản xuất các sản phẩm may mặc
11 Sản xuất các sản phẩm nhựa và cao su
12 Sản xuất đồ uống và thuốc lá
15 Sản xuất sản phẩm khoáng chất phi kim
17 Sản xuất trang thiết bị, dụng cụ điện
20 Xây dựng công nghiệp nặng và dân dụng
21 Xây dựng nhà cửa, cao ốc
3.2.2 Phương pháp nghiên cứu Để xác định mối tương quan giữa đòn bẩy tài chính, mức độ cạnh tranh và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán tại Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng hồi quy dữ liệu bảng (Data Pannel) theo mô hình hồi quy tác động cố định ( Fixed-effects ) Đây là phương pháp nghiên cứu được sử dụng rất nhiều trong các bài nghiên cứu trước đây
Panel data combines cross-sectional data and time series data To collect panel data, it is essential to gather multiple similar units at the same or different points in time.
Sử dụng dữ liệu bảng có hai ưu điểm lớn như:
- Dữ liệu bảng cho các kết quả ước lượng các tham số trong mô hình đáng tin cậy hơn
Dữ liệu bảng giúp chúng ta xác định và đo lường các tác động mà không thể được phát hiện khi sử dụng dữ liệu chéo hoặc dữ liệu theo thời gian.
Mô hình các tác động cố định (FEM) là một kỹ thuật quan trọng trong xử lý dữ liệu bảng, cho phép phân tích mối tương quan giữa phần dư của từng đơn vị với các biến giải thích, từ đó tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt không thay đổi theo thời gian Điều này giúp ước lượng ảnh hưởng thực sự của biến giải thích lên biến phụ thuộc So với mô hình Pooled OLS, FEM đã khắc phục nhược điểm về giả định biến độc lập phải là ngoại sinh chặt Kết quả hồi quy cho thấy hệ số R² đạt 68,28%, nghĩa là 68,28% biến thiên của ROA được giải thích bởi các biến độc lập, và kiểm định F với giá trị p dưới 0,05 khẳng định tính phù hợp của mô hình.
Hausman (1978) đã tiến hành kiểm tra kỹ thuật nhằm đánh giá tính phù hợp giữa mô hình ảnh hưởng ổn định và mô hình tác động ngẫu nhiên Nghiên cứu này cuối cùng áp dụng phương pháp tính toán sai số chuẩn vững theo nhóm (cluster-robust standard error) để kiểm soát hiệu quả sự tương quan trong doanh nghiệp.
Trong nghiên cứu dữ liệu mảng, các nhà khoa học thường sử dụng phương pháp fixed effect hoặc random effect để ước lượng mô hình Tuy nhiên, nếu phát hiện các hiện tượng không mong muốn, việc ước lượng có thể trở nên không chính xác do khuyết tật của mô hình Nguyên nhân dẫn đến khuyết tật này thường là do sai dạng hàm hoặc bỏ sót các biến quan trọng.
Khi gặp phải sai dạng hàm, cần thay đổi để phù hợp Nếu bỏ sót biến quan trọng, như biến ngoại sinh hoặc biến nội sinh, có thể dẫn đến khuyết tật trong mô hình Biến độc lập trong mô hình cũ có thể là biến nội sinh, và nếu biến chưa đưa vào có quan hệ với phần dư, sẽ gây ra vấn đề Để khắc phục tình trạng này, Hansen (1982) đã phát triển mô hình Generalized method of moments (GMM) bằng cách thêm biến công cụ.
Mô hình GMM nổi bật với khả năng chọn biến công cụ dễ dàng, sử dụng các biến ngoại sinh ở thời điểm khác hoặc độ trễ của các biến làm công cụ cho biến nội sinh hiện tại Điều này giúp GMM cung cấp nhiều biến công cụ, đảm bảo đạt được điều kiện của một biến công cụ chuẩn (Overidentification of Estimators) Trong nghiên cứu này, với dữ liệu bảng trong 6 năm và nhiều doanh nghiệp, phương pháp GMM do Arellano và Bond (1991) được áp dụng Họ cũng đề xuất hai kiểm định quan trọng để xác minh tính hiệu lực của mô hình GMM: kiểm định Sargan hoặc Hansen cho tính hiệu lực (Overidentification) và kiểm định Arellano-Bond để kiểm tra sự tự tương quan.
Các ước lượng của phương pháp GMM sẽ thích hợp sử dụng trong các trường hợp sau:
Dữ liệu bảng có t nhỏ, N lớn (rất nhiều quan sát với ít mốc thời gian)
Tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với các biến giải thích
Mô hình động với một hoặc hai vế của phương trình có chứa biến trễ
Các biến độc lập không nhất thiết phải là biến ngoại sinh ngặt, điều này có nghĩa là chúng có thể có mối tương quan với các phần dư hiện tại hoặc trước đó, hoặc có thể tồn tại các biến nội sinh trong mô hình.
Tồn tại vấn đề phương sai thay đổi hoặc tự tương quan ở các sai số đo lường (idiosyncratic disturbances)
Tồn tại các tác động cố định riêng rẽ (fixed individual effects)
Tồn tại phương sai thay đổi và tự tương quan trong mỗi đối tượng (nhưng không tồn tại giữa các đối tượng).
Biến số nghiên cứu
Tỷ số lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA) là chỉ số quan trọng để đo lường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được tính bằng cách chia lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao (EBITDA) cho tổng tài sản EBITDA là một chỉ tiêu đánh giá tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp, loại bỏ ảnh hưởng từ các quyết định kế toán và tài chính, và thường được sử dụng trong các ngành có tài sản lớn Mặc dù EBITDA giúp làm nổi bật lợi nhuận, nhưng trong trường hợp chi phí khấu hao cao, nó có thể không phản ánh chính xác thực lực tài chính của doanh nghiệp ROA cho thấy khả năng sinh lời từ tổng tài sản, với nguồn tài sản đến từ vốn chủ sở hữu và vốn vay, và chỉ số này càng cao thì doanh nghiệp càng hiệu quả trong việc chuyển đổi vốn thành lợi nhuận Mặc dù ROA có thể bị ảnh hưởng bởi các chuẩn mực kế toán khác nhau, nhưng nó vẫn được coi là phương pháp hữu ích để đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, đặc biệt khi so sánh với các phương pháp thị trường như Tobin’s Q.
Nghiên cứu từ các ngành công nghiệp và công ty với quy mô khác nhau cho thấy việc áp dụng phương pháp ROA giúp giảm thiểu sai lệch trong kết quả.
3.3.2 Biến độc lập Đòn bẩy tài chính (LEV) được đo bằng cách lấy tổng nợ chia cho tổng tài sản của doanh nghiệp Đòn bẩy tương đối (RLEV) được đo bằng chênh lệch giữa mỗi đòn bẩy của công ty và các đòn bẩy ngành công nghiệp trung bình Điều này được sử dụng để kiểm soát mức độ đòn bẩy mà công ty đối thủ sử dụng ít hay nhiều
Nghiên cứu này áp dụng các biến kiểm soát như tăng trưởng doanh thu (GROWTH), quy mô doanh nghiệp (SIZE) và lợi nhuận trung bình trên tổng tài sản (MROA) để phân tích.
Tăng trưởng doanh thu (GROWTH) đại diện cho các cơ hội tăng trưởng (King
& Santor, 2008; Maury, 2006), được đo lường bằng sự khác biệt của doanh thu thuần của công ty i tại thời điểm t với thời điểm t-1
Quy mô doanh nghiệp (SIZE) được tính bằng hàm mũ logarit của tổng tài sản
Các công ty lớn thường đối mặt với rủi ro đạo đức cao và nhu cầu giám sát gia tăng, nhưng đồng thời cũng được hưởng lợi từ sự đa dạng hóa và quy mô kinh tế trong quản lý giám sát (Himmelberg, Hubbard, & Palia, 1999).
Trung bình cộng lợi nhuận trên tổng tài sản (MROA) được đo bằng ROA bình quân 2 năm, theo Ghosh (2008)
Các biến sử dụng để đo lường mức độ cạnh tranh là Herfindahl-Hirschman Index (HHI) và chỉ báo Boone (BI):
Theo nghiên cứu của Sau Beiner và cộng sự (2011), chỉ số Herfindahl-Hirschman (HHI) được tính toán bằng cách tổng hợp bình phương thị phần của từng công ty trong một ngành công nghiệp cụ thể.
- HHIjt là HHI cho ngành j tại thời điểm t
- Salesijt là doanh thu thuần của doanh nghiệp i trong ngành j tại thời điểm t HHI có giá trị càng cao cho thấy thị trường tập trung và ít cạnh tranh
Chỉ báo Boone là một công cụ đánh giá mức độ cạnh tranh, dựa trên giả thuyết rằng trong môi trường hoạt động hiệu quả hoặc cạnh tranh cao, các doanh nghiệp kém hiệu quả sẽ chịu tổn thất nặng nề hơn.
Chỉ báo Boone là một công cụ đo lường mức độ cạnh tranh của thị trường, dựa trên độ co giãn của lợi nhuận trên chi phí cận biên Trong một thị trường hiệu quả, lợi nhuận thu được sẽ cao hơn, trong khi ở những ngành có cạnh tranh mạnh, chi phí biên cao sẽ dẫn đến sự giảm sút đáng kể trong lợi nhuận biên Mô hình Boone cho rằng sự cạnh tranh thúc đẩy hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp tốt, đồng thời làm suy yếu những doanh nghiệp có kết quả kinh doanh kém Hiệu ứng này càng mạnh thì mức độ cạnh tranh trên thị trường càng lớn Chỉ báo Boone được tính toán thông qua việc ước lượng hồi quy.
VROA it = α + β t lnMc ij + ∈ i,t (2) Trong đó:
VROA (Giá trị lợi nhuận biến đổi) được tính bằng cách lấy doanh thu bán hàng trừ giá vốn hàng bán của doanh nghiệp i trong ngành j, sau đó chia cho tổng số tài sản của doanh nghiệp đó.
- lnMc ij là mũ logarit chi phí cận biên (xấp xỉ bằng giá vốn hàng bán chia cho doanh thu bán hàng) của doanh nghiệp i trong ngành j
Hệ số βt trong hồi quy theo phương trình (2) có kỳ vọng âm (-), phản ánh mức độ cạnh tranh trong ngành theo thời gian Giá trị tuyệt đối của βt cho thấy sự thay đổi của mức độ cạnh tranh qua các năm Chỉ số BI, được xác định là giá trị tuyệt đối của βt, càng cao thì mức độ cạnh tranh trong ngành càng lớn.
3.3.3 Biến công cụ Hai biến công cụ cũng được sử dụng trong bài viết này để giảm thiểu hiện tượng nội sinh từ mối quan hệ giữa đòn bẩy và khả năng sinh lời Đó là tỷ lệ tài sản hữu hình (TANG) và lá chắn thuế phi nợ (NDTS)
Tài sản hữu hình (TANG) được xác định bằng tỷ lệ giữa tài sản hữu hình và tổng tài sản, đóng vai trò quan trọng trong việc tiếp cận nguồn vốn vay Theo nghiên cứu của Booth và các cộng sự (2001) cùng với Campello (2006), điều này đặc biệt quan trọng tại các nước phát triển, nơi mà việc bảo vệ quyền lợi của chủ nợ và thực hiện hợp đồng được ưu tiên hàng đầu.
Lá chắn thuế phi nợ (NDTS) được tính bằng cách lấy khấu hao tài sản chia cho tổng tài sản
Bảng 3.2 Bảng mô tả biến
Dữ liệu được lấy từ Thomson Reuteurs
Tên biến Ký hiệu Phương pháp đo lường
Lợi nhuận trên tổng tài sản ROA EBITDA
Biến độc lập Đòn bẩy tài chính LEV Tổng nợ
Tổng tài sản Đòn bẩy tài chính tương đối RLEV Đòn bẩy tài chính doanh nghiệp - đòn bẩy tài chính trung bình ngành
Quy mô doanh nghiệp SIZE Ln(Tổng tài sản)
Tăng trưởng doanh thu GROWTH Doanh thu (t+1) − Doanh thu (t)
Trung bình cộng lợi nhuận trên tổng tài sản
Chỉ số cạnh tranh ngành HHI HHIjt= ∑ Nj i=1 ( Sales ijt
Chỉ số cạnh tranh ngành BI VROA it = α + β t lnMc ij + ∈ i,t
Biến cho mô hình hồi quy phụ
Lợi nhuận biến đổi VROA Doanh thu thuần − GVHB
Chi phí biên - Marginal cost MC GVHB
Tỷ lệ tài sản hữu hình TANG Tài sản hữu hình
Lá chắn thuế phi nợ - Non-debt tax shields
NDTS Khấu hao tài sản
Mô hình thực nghiệm
Để ước tính tác động của đòn bẩy trên hiệu quả công ty, một mô hình cơ sở (phương trình (3)) được xây dựng như sau:
- ROAi,t là tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của doanh nghiệp i tại thời điểm t
- Levi,t-1 là đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp i tại thời điểm t-1
- Comj,t đo lường mức độ cạnh tranh trong ngành công nghiệp j tại thời điểm t được tính toán bởi chỉ số Herfindahl–Hirschman Index (HHI) và Boone indicator (BI)
Xi,t là một tập hợp các biến giải thích trong mô hình nghiên cứu, bao gồm những yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Sai số chuẩn εi,t đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích độ trễ của đòn bẩy, giúp giải quyết hiệu ứng ngược trong mối quan hệ giữa đòn bẩy và hiệu suất Việc bao gồm biến bình phương của đòn bẩy có thể tạo ra ảnh hưởng phi tuyến đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Tương tự, ảnh hưởng của biến quy mô cũng không tuyến tính, vì vậy cần thiết phải bình phương các biến quy mô (Size i,t 2) như đã được đề cập trong nghiên cứu của Ghosh (2008).
Mức độ cạnh tranh đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích đòn bẩy và hiệu quả của công ty Để hiểu rõ hơn về ảnh hưởng của yếu tố này, Phương trình (3) đã được điều chỉnh để bao gồm sự tương tác giữa đòn bẩy và mức độ cạnh tranh.
Trong nghiên cứu này, biến tương quan của độ trễ đòn bẩy của doanh nghiệp i trong ngành j tại thời điểm t, được ký hiệu là Levi,t-1 × Comj,t, phản ánh sự cạnh tranh trong ngành công nghiệp j Các điều khoản khác vẫn được xác định như trước, với sự chú ý đặc biệt đến tác động không đơn điệu của đòn bẩy đối với hiệu quả hoạt động Phương trình vi phân (4) mô tả mối quan hệ giữa đòn bẩy và cạnh tranh, được điều chỉnh để phù hợp với tất cả các biến liên quan đến bình phương tỷ lệ đòn bẩy.
Theo phương trình (5), chỉ số HHI phản ánh mức độ cạnh tranh và ảnh hưởng của đòn bẩy đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong môi trường thị trường không tập trung (cạnh tranh hoàn hảo) Cụ thể, hệ số β1 + β3HHI_j,t thể hiện tác động của đòn bẩy trong bối cảnh cạnh tranh hoàn hảo hoặc cạnh tranh tập trung Bằng cách áp dụng phương trình (5), chúng ta có thể khảo sát mức độ ảnh hưởng của biến đòn bẩy tại các giá trị xác định của HHI hoặc BI.
Sử dụng ma trận hiệp phương sai và sai số chuẩn tương ứng với các tác động bên ngoài của đòn bẩy, tác động biên của đối thủ cạnh tranh lên hiệu suất công ty được xác định bởi β2 + β3Levi,t-1 Giá trị β2 phản ánh ảnh hưởng của sự cạnh tranh đối với các doanh nghiệp không sử dụng đòn bẩy, trong khi β2 + β3Levi,t-1 thể hiện các tác động tương tự đối với các doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy.
Để xác minh tác động của đòn bẩy trong bối cảnh cạnh tranh mạnh mẽ, chúng tôi đã ước tính biến thể của phương trình (3) và (4) bằng cách thay thế đòn bẩy bằng đòn bẩy ngành tương đối, hay còn gọi là đòn bẩy tương đối.
Thống kê mô tả
Bảng 3.3 trình bày thống kê mô tả cho 212 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội, với các giá trị trung bình của từng biến ngành công nghiệp Ngành bán buôn cho thấy chỉ số HHI từ 0.21-0.22, chỉ số BI cao 2.558 và 1.448, phản ánh mức độ tập trung thấp và cạnh tranh cao, cùng với đòn bẩy tài chính và ROA lớn, thể hiện hiệu quả hoạt động cao Ngành bất động sản có HHI cao 0.399, BI thấp 0.087, cho thấy mức độ tập trung cao và cạnh tranh thấp, với ROA chỉ 0.089 Ngành phát và truyền tải điện năng có HHI rất cao 0.362 và BI rất thấp 0.032, nhưng vẫn duy trì ROA cao nhờ vào đặc điểm thị trường độc quyền tự nhiên Cuối cùng, ngành sản xuất giấy và hóa chất có mức độ tập trung tương đối, đòn bẩy tài chính thấp nhưng ROA cao, kết luận này phù hợp với các nghiên cứu trước đây.
Bảng 3.3.Giá trị trung bình của các biến theo từng ngành
Ngành ROA MROA LEV SIZE GROWTH TANG NDTAX HHI BI
Bán buôn hàng lâu bền 0.101 0.103 0.580 27.171 0.124 0.071 0.017 0.216 2.558
Bán buôn hàng tiêu dùng 0.108 0.110 0.492 26.466 0.039 0.163 0.020 0.227 1.448
Công nghiệp xuất bản - Ngoại trừ internet 0.108 0.111 0.313 24.538 0.138 0.161 0.010 0.203 0.864
Khai khoáng (ngoại trừ dầu mỏ và khí đốt) 0.250 0.254 0.561 27.184 0.199 0.444 0.123 0.203 0.792
Phát, truyền tải và phân phối điện năng 0.157 0.155 0.502 27.871 0.166 0.461 0.056 0.362 0.032
Sản xuất các sản phẩm kim loại cơ bản 0.130 0.132 0.605 28.192 0.274 0.204 0.033 0.347 0.964
Sản xuất các sản phẩm may mặc 0.134 0.135 0.611 26.971 0.196 0.230 0.031 0.342 1.014
Sản xuất các sản phẩm nhựa và cao su 0.184 0.184 0.375 26.608 0.138 0.235 0.049 0.178 1.157
Sản xuất đồ uống và thuốc lá 0.167 0.171 0.499 26.284 0.054 0.184 0.036 0.284 0.745
Sản xuất sản phẩm khoáng chất phi kim 0.132 0.142 0.546 26.427 0.130 0.340 0.049 0.186 0.796
Sản xuất trang thiết bị, dụng cụ điện 0.110 0.105 0.500 27.967 0.144 0.142 0.029 0.234 0.683
Xây dựng công nghiệp nặng và dân dụng 0.083 0.085 0.657 27.085 0.463 0.113 0.026 0.077 0.18
Xây dựng nhà cửa, cao ốc 0.053 0.060 0.739 27.022 0.232 0.096 0.015 0.257 0.426
Nguồn: kết quả từ phần mềm Stata
Bảng 3.4 Bảng mô tả dữ liệu
Variable Observation Mean Std Dev Min Max
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata (Phụ lục 6)
Bảng 3.4 trình bày các đặc tính cơ bản của các biến trong mô hình, bao gồm số quan sát, giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của các biến như ROA, MROA, LEV, SIZE, GROWTH, TANG, NDTS, HHI và BI Trong đó, biến đòn bẩy tài chính LEV có giá trị trung bình là 0.5137, với khoảng dao động từ 0.0320 đến 0.9572, cho thấy sự biến động đáng kể trong các chỉ số tài chính này.
Trong nghiên cứu, mỗi đồng tài sản được tài trợ bởi 0.5137 đồng vay nợ, cho thấy các doanh nghiệp thể hiện sự thận trọng trong việc sử dụng nợ nhằm giảm thiểu rủi ro thanh khoản Giá trị trung bình dưới 1 cùng với độ lệch chuẩn 0.2161 cho thấy dữ liệu ổn định, với các giá trị phân bố xung quanh trung bình mà không có sự biến động đột ngột.
Biến ROA có giá trị trung bình 0.1336 và dao động từ -0.4958 đến 0.6104, với 1272 quan sát và độ lệch chuẩn 0.0953 Dữ liệu cho thấy sự ổn định, với các giá trị phân tán xung quanh giá trị trung bình mà không có giá trị đột biến.
Bảng 3.5 Ma trận tương quan
Biến ROA i,t LEV i,t-1 RLEV i,t-1 SIZE i,t GROWTH i,t MROA i,t BI i,t HHI i,t
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata (phụ lục 1)
Bảng 3.6 Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata (phụ lục 2)
Bảng 3.5 trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến, trong đó Lev và Rlev đại diện cho đòn bẩy tài chính và đòn bẩy tài chính tương đối Các kí hiệu i chỉ doanh nghiệp và t chỉ thời gian RLev đo lường độ lệch của đòn bẩy của mỗi doanh nghiệp so với giá trị trung bình ngành Kết quả cho thấy mức độ tương quan giữa các biến là yếu Theo bảng 3.6, không có VIF nào lớn hơn 10, chứng tỏ mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, từ đó khẳng định kết quả hồi quy là đáng tin cậy.
Giá trị trung bình VIF là 1.3, trong đó MROA và ROA có hệ số tương quan cao nhất là 0.9122 Ngược lại, cặp biến MROA và SIZE có hệ số tương quan thấp nhất, chỉ đạt -0.0004.
Các vấn đề nội sinh
Hiện tượng nội sinh trong nghiên cứu có thể do tác động đồng thời, phương pháp đo lường không hợp lý, hoặc thiếu biến nghiên cứu Để giảm thiểu tác động đồng thời giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tác giả áp dụng biến độ trễ của đòn bẩy tài chính, vì giá trị quá khứ ảnh hưởng đến hiện tại nhưng không ngược lại Hơn nữa, kết quả cũng có thể bị ảnh hưởng bởi việc thiếu biến nghiên cứu hoặc sai lệch trong đo lường mức độ cạnh tranh Để khắc phục điều này, tác giả sử dụng phương pháp moments tổng quát hai giai đoạn (GMM).
Bài nghiên cứu sử dụng biến công cụ bao gồm tài sản hữu hình như trong Campello
Tài sản hữu hình đóng vai trò quan trọng trong tình hình tài chính của công ty và ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động thông qua các chỉ tiêu tài chính, là công cụ để đo lường mối quan hệ giữa hiệu quả và tỷ lệ đòn bẩy Các công ty thường sử dụng lá chắn thuế phi nợ để đạt được tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn, và lá chắn này không tác động trực tiếp đến lợi nhuận hoạt động trước khi khấu hao Điều này cho thấy lá chắn thuế phi nợ là một công cụ hữu ích cho đòn bẩy tài chính Nghiên cứu của Fama và French đã chỉ ra mối quan hệ nghịch đảo giữa lá chắn thuế phi nợ và tỷ lệ đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp.
