Tác động đòn bẩy tài chính đến khả năng sinh lời các công ty may mặc niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG TÁC ĐỘNG ĐỊN BẤY TÀI CHÍNH ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP MAY MẶC NIÊM YET TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM • Hồ THỊ THU HƯƠNG - LÊ HOÀI THU - BÙI MAI PHƯƠNG TĨM TẮT: Bài viết phân tích vai trò doanh nghiệp may mặc kinh tế Việt Nam, tác động địn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp may mặc niêm yết Việt Nam Kết cho thấy, địn bẩy tài tác động tiêu cực đến khả sinh lời doanh nghiệp may mặc Việt Nam có mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận Từ đó, viết đưa số giải pháp kiến nghị nhằm cải thiện tác động đòn bẩy tài doanh nghiệp Từ khóa: địn bẩy tài chính, khả sinh lời doanh nghiệp may mặc, Việt Nam Đặt vấn đề Trong hoạt động doanh nghiệp, mục tiêu quan trọng chủ đầu tư nhà quản trị doanh nghiệp tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Trong đó, điều trì gia tăng khả sinh lời doanh nghiệp Mức độ sử dụng nợ, đầu tư tài sản, chiến lược kinh doanh để gia tăng mức sinh lời doanh nghiệp lại có khác biệt Do vậy, chủ đầu tư nhà quản trị doanh nghiệp, ngành nghề muôn xác định nhân tố ảnh hưởng đến khả sinh lời chiều hướng tác động chúng, bên ngồi yếu tố vĩ mơ thị trường Địn bẩy tài xem cơng cụ để khuếch đại lợi nhuận Địn bẩy tài việc sử dụng chi phí tài cố định nhằm gia tăng khả sinh lợi cho doanh nghiệp Trên 330 SỐ - Tháng 3/2022 giới, có nhiều nghiên cứu mơi quan hệ địn bẩy tài khả sinh lời doanh nghiệp, kết luận khác đôi với quốc gia khu vực Ớ Việt Nam, chưa có nhiều nghiên cứu thực phân tích vai trị địn bẩy tài đơi với khả sinh lời doanh nghiệp may mặc Do vậy, viết nghiên cứu “Tác động địn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp may mặc niêm yết Việt Nam", rõ vai trò doanh nghiệp may mặc kinh tế Việt Nam, tác động địn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp Vai trò doanh nghiệp may mặc đôi vổi kinh tê Việt Nam Ngành May mặc ngành chủ lực mang lại nguồn ngoại tệ lớn từ xuất đóng góp đáng kể cho nguồn thu ngân sách quốc TÀI CHÍNH-NGÂN HÀNG-BẢO HIỂM gia Bên cạnh Ngành cịn cung cấp mặt hàng thiết yếu cho xã hội, giải việc làm cho lao động Theo Tổ chức thương mại giới (WTO, 2019), năm 2019, Việt Nam đứng vị trí thứ ba top nước xuất dệt may lớn giới (gồm Trung Quốc, Ân Độ, Việt Nam, Bangladesh Thổ Nhĩ Kỳ) với giá trị xuất 36,2 tỷ USD tăng 16,4% so với năm 2017, đứng sau Trung Quốc Ân Độ Thêm vào đó, hàng dệt may Việt Nam tiến dần đến vị trí dẫn đầu thị trường tiềm Hàn Quốc Nhật Bản Tốc độ tăng sô sản xuất công nghiệp ngành bình quân giai đoạn 2012-2020 đạt 11,8%/năm Kim ngạch xuất ngành May mặc năm 2018 đạt 36 tỷ USD, chiếm 14% tổng kim ngạch xuất nước Đây lần Việt Nam đứng thứ hai giới quy mô xuất hàng dệt may, sau Trung Quốc đứng thứ tư quy mơ sản xuất hàng dệt may tồn cầu Năm 2020, ngành May mặc ngành chịu tác động tiêu cực kéo dài dịch Covid-19 Chỉ sô' IIP (chỉ sô sản xuất công nghiệp) ngành May mặc giảm 0,5% Do đại dịch Covid-19 làm đứt gãy nguồn cung nguyên liệu, thu hẹp thị trường tiêu thụ sản phẩm, nhu cầu sản phẩm dệt may giảm sút mạnh người tiêu dùng giới quan tâm đến đồ dùng thiết yếu phòng chống dịch Tuy nhiên, nhiều doanh nghiệp may mặc vượt lên khó khăn, trì đà tăng trưởng tốt năm 2021, xuất ước đạt 39 tỷ USD, tăng 11,2% so với năm 2020 Con sô cịn cao năm 2019 chưa có dịch Covid-19 (tăng 0,3% so với năm 2019) Bên cạnh đó, ngành May mặc sử dụng khoảng triệu lao động công nghiệp, chiếm tỷ trọng 10% so với lao động cơng nghiệp nước Như vậy, thấy rằng, ngành May mặc đóng vai trị quan trọng phát triển kinh tế - xã hội Việt Nam Tổng quan nghiên cứu Nghiên cứu tác động địn bẩy tài đến lợi nhuận doanh nghiệp nhà khoa học giới nghiên cứu từ lâu Yoon & Jang (2005); Akinlo & Asaolu (2012); Fengju et al (2013) Shamaileh & Khanfar (2014) Theo Champion (1999), đòn bẩy cách để cải thiện hiệu hoạt động công ty Abor (2005) tìm thấy mơ'i quan hệ tích cực nợ ngắn hạn thu nhập tài sản (ROA) Nam Phi Chinaemerem & Anthony (2012) nghiên cứu tác động cấu vốn đến hiệu suất tài Công ty Nigera, sử dụng phương pháp Pooled OLS cho thấy cấu trúc vốn cấu tài sản tác động tiêu cực đến hiệu hoạt động Trần Thị Kim Oanh (2017) phân tích số liệu 81 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 20092015 với kỹ thuật xử lý liệu bảng hồi quy phân vị Kết cho thấy hiệu hoạt động chịu tác động cấu trúc vốn Phương pháp nghiên cứu Phương pháp phân tích tác động địn bẩy tài chính: Nghiên cứu tiến hành theo phương pháp thu thập liệu thứ cấp từ báo cáo tài hàng năm kiểm toán 34 doanh nghiệp niêm yết sàn HOSE, HNX, UPCOM OTC giai đoạn từ năm 2014 đến năm 2020 với 238 quan sát Thứ nhất, mô tả thông sô' thông kê để xem xét thực trạng tiêu tài doanh nghiệp niêm yết Việt Nam Thứ hai, kiểm định ma trận hệ sô' tương quan biến, kiểm định ảnh hưởng đa cộng tuyến đến kết mơ hình giá trị VIF Nếu giá trị VIF nhỏ 10, đa cộng tuyến khơng ảnh hưởng đến kết mơ hình Thứ ba, kiểm định tĩnh biến, khơng có điểm đứng yên lấy chênh lệch kiểm tra tất biến đạt tiêu chuẩn dừng Các tác giả sử dụng tiêu chuẩn Levin - Lin - Chu (LLC Test 2002) để kiểm tra tính định biến mơ hình Mơ hình kinh tế lượng sử dụng với liệu bảng mơ hình hồi quy (Pooled OLS) Mơ hình giúp tìm ảnh hưởng biến độc lập đến biến phụ thuộc Tuy nhiên, để kết thu có ý nghĩa, có nhiều giả thiết đưa ra: khơng có tự tương quan, khơng có đa cộng tuyến, khơng có biến quan trọng bị bỏ sót phải tuân theo phân phối chuẩn Do đó, mơ hình đề SỐ4-Tháng 3/2022 331 TẠP CHÍ CƠNG THƯ0N6 xuất thỏa mãn điều kiện khắt khe Vì vậy, mơ hình khác sử dụng để thay Pooled OLS mơ hình hiệu ứng cố định (FEM) Theo mơ hình này, có khác biệt hiệu quan sát riêng lẻ khác biệt theo thời gian; quan sát riêng lẻ có đặc điểm riêng ảnh hưởng đến biến giải thích FEM phân tích mối tương quan phần lại quan sát với biến giải thích, kiểm sốt tách biệt ảnh hưởng đặc điểm riêng lẻ (không thay đổi theo thời gian) khỏi biến giải thích để ước tính tác động thực tế biến giải thích đốì với biến phụ thuộc Tuy nhiên, sử dụng mơ hình FEM, cần phải có tác động quan sát đến biến giải thích theo thời gian Nếu thay đổi quan sát riêng lẻ khơng tương quan với biến giải thích, nhóm sử dụng Mơ hình Hiệu ứng ngẫu nhiên Để định mơ hình FEM hay REM, nghiên cứu tiến hành kiểm định Hausman Theo lý thuyết, ông đưa giả thiết HO: khơng có khác biệt mơ hình FEM REM Nếu giả thiết bị vi phạm, mơ hình REM khơng chọn mơ hình FEM phù hợp FL _ Tổng nợ Tổng tài sản bình quân Nghiên cứu chạy mơ hình liệu bảng để xem xét tác động địn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp may thị trường chứng khoán Việt Nam Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mơ tả biến Hình trình bày sổ” quan sát, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình độ lệch chuẩn biến đòn bẩy lợi nhuận Với số’ quan sát 238 Trong đó, ROA có giá trị nhỏ 0.1112; giá trị lớn 0,386; giá trị trung bình 0.064 tức 100 triệu đồng thu từ việc bán hàng tạo 6,46 triệu đồng (tương đôi thấp) với độ lệch chuẩn 0.059 ROE có giá trị nhỏ -0,216; giá trị lớn 0,556; giá trị trung bình 0,1657 giai đoạn 2014 - 2020, cho thây 100 triệu đồng vơn chủ sở hữu tỷ suất lợi nhuận bình quân đạt 16,57 triệu đồng độ lệch chuẩn 0,129 Hơn nữa, đòn bẩy tài có giá trị nhỏ 0,0416; giá trị lớn nhát 0,8767; giá trị trung bình 0,58 (rất cao) với độ lệch chuẩn 0,197 Hình 1: Thống kê mô tả ỉ variable roe roa mean sd max 238 1656718 1289859 -.2164226 5560918 238 0636553 0592353 - 1111459 3285929 238 5845854 1973017 0415925 8766989 3375071 Đe nghiên cứu tác động đòn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp may mặc, nghiên cứu chạy mơ hình hồi quy đây: Ri,t = B0 + Bi*FLit + ei,t (i: 1,2,3, ;t: 2014, ,2020) Trong đó: R đại diện cho khả sinh lời, đánh giá tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA) tỷ suât sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) với: RQA _ Lợi nhuận sau thuế Tổng tài sản bình quân Lợi nhuận sau thuế ROE = , , ,— , , -— Von chủ sở hữu bình quân 332 SỐ 4-Tháng 3/2022 cv skewness kurtosis 778563 3414665 3.760754 9305629 1.192571 5.2262 -.7218861 2.865722 Hình cho thấy ma trận hệ số tương quan, có mối tương quan số biến độc lập phụ thuộc Đòn bẩy tài có tác động ngược chiều với ROA tác động thuận chiều đến ROE Tuy nhiên, hệ sô’ phương sai (VIF) biến nhỏ 10, cho thây khơng có vấn đề đa cộng tuyến Hình 2: Ma trận hệ số tương quan roa rca 1.0000 roe fl 0.8354 -0.2985 roe fl 1.0000 0.1302 1.0000 TÀI CHÍNH-NGÂN HÀNG-BẢO HIỂM 4.2 Tác động đồn bẩy tài đến tỷ suất sinh lời Do liệu nghiên cứu liệu bảng, nên cần phải xem xét cẩn thận cách lựa chọn mơ hình phù hợp mơ hình: Pooled OLS, FEM REM Trước tiên, thực kiểm định tính dừng biến kiểm định Levin - Lin - Chu (LLC Test 2002) cho thấy biến chuỗi dừng với P-value = 0.0000 Tiếp theo tác giả phân tích theo dạng mơ hình FEM REM, sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình FEM REM Kết cho thấy, ROA (Prob > chi2 = 0.1195 > 0.05) ROE (Prob > chi2 = 0.0532 > 0.05) cho thấy mơ hình REM phù hợp Tuy nhiên, cần phải dùng kiểm định Breusch Pagan để lựa chọn Pool OLS REM Kết cho thấy ROA (chibar2 (01) = 260.08; p-value > chibar2 = 0.0000 < 0.05); ROE (chibar2 (01) = 234.39; p-value > chibar2 = 0.0000 < 0.05) Vì vậy, mơ hình REM cho phù hợp mơ hình Pooled OLS Cuối tác giả sử dụng kiểm định Pesaran CD để kiểm định phụ thuộc chéo Kết cho thấy giá trị trung bình tuyệt đơi ROA ROE 0.444 0.420 lớn Vì vậy, mơ hình REM phù hợp cho biến phụ thuộc Dựa vào kết hồi quy trình bày Hình Hình 4, ta thấy hệ số beta địn bẩy tài (đối với biến ROA) -0,132539, ROE -0,0263913 Điều chứng minh địn bẩy tài có tác động đến lợi nhuận Bên cạnh đó, địn bẩy tài tác động ngược chiều đến lợi nhuận doanh nghiệp may mặc Điều giải thích sau: Giả thiết định đầu tư không đổi Lợi nhuận trước thuế lãi (Earnings Before Interest and Taxes EBIT) không đổi, thay đổi ROA ROE định tài trợ Hình 3: Kết hịi quy mõ hình REM ROA xtreg roa fl , re c ,andom-ef f ect s GLS regression Number of obs roup variable:: Number of groups id - 238 34 Obs per group: Ị-sq: - between = 0.0965 avg - 7.0 overall = 0.0891 max = Wald Chi2 (1) = 22.98 Prob > chi2 = 0.0000 within = 0.0982 iorr(u_i, X) = (assumed) roa Coef fl -.132539 027651 _cons 1411357 01809 sigma_u 04530335 sigma_e 03519769 rho 62358696 std Err z p>|z| [95% Conf -4.79 0.000 - 186734 - 078344 7.80 0.000 10568 1765913 Interval] (fraction of variance due to u_i) Số - Tháng 3/2022 333 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG Hình 4: Kết hồi quy mị hình REM ROE Random-effects GLS regression Number of obs - 238 Group variable:: Number of groups = 34 id R-sq: Obs per group within = 0.0122 = between = 0.0405 avg = 7.0 overall = 0.0170 max = corr (u i, X) = (assumed) Wald chi2 (1) = 0.17 Prob > chi2 = 0.6785 p>l z roe Coef fl - 0263913 0636586 -0.41 0.678 - 1511599 0983774 —Cons 1810998 0412918 4.39 0.000 1001693 2620302 sigma_u 09883256 s igma_e 08343514 rho 58387836 std Err (fra ction of varian ce due to [95%, Conf Interval] u_i) Báo cáo tài 34 doanh nghiệp may mặc phần doanh nghiệp mở rộng hoạt động kinh cho thấy tổng nợ chiếm từ 58% đến 66% tổng doanh cách vay nợ dẫn đến tổng nợ giai đoạn nguồn vốn Do nợ vay tăng lên, lợi nhuận 2014-2018 doanh nghiệp may mặc doanh nghiệp giảm EBIT không đổi tăng đáng kể Giai đoạn 2019-2020 ngành May chi phí lãi vay tăng lên Mức giảm nhiều mặc có sụt giảm chịu ảnh hưởng nặng nề mức giảm vốn chủ sở hữu nên ROE giảm đại dịch Covid-19 khiến doanh nghiệp cẩn Đồng thời, nợ vay tăng lên khiến tổng tài sản trọng việc vay nợ, chi phí lãi tăng dẫn đến ROA giảm Kết nghiên cứu vay phải trả cao, làm giảm lợi nhuận sau thuế cho thấy, địn bẩy tài tăng đơn vị tỷ suất doanh nghiệp sinh lợi vốn chủ sở hữu giảm 0,132529 đơn Hình cho thấy cấu trúc vốn doanh nghiệp vị tỷ suất sinh lợi tài sản giảm 0,0263913 may mặc suốt giai đoạn 2014 - 2020 nhìn đơn vị Mức giảm ROE lớn ROA chung nhiều biến động với tổng nợ ln khơng đáng kể Kết nghiên Hình 5: Tổng nợ vốn chủ sở hữu trung bình 34 doanh cứu phù hợp với kết nghiệp ngành May mặc giai đoạn 20ỉ4-2020 nghiên cứu trước như: Joshua Y Abor (2005); Akinlo, o and 50000000 Asaolu, T (2012); Nguyễn Thị 45000000 40000000 ị— Thúy Hạnh (2017); Trần Thị Kim 35000000 Oanh (2017) 30000000 ■ I Hình cho thấy tổng nợ 34 25000000 I • Tống nợ 20000000 I doanh nghiệp May mặc tăng dần Vốn chủ sở hữu I 15000000 I giai đoạn 2014-2018 có 10000000 -I sụt giảm nhẹ vào giai đoạn 5000000 2019-2020 Từ số liệu thu thập từ ■ 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 doanh nghiệp May mặc, đa 334 Sơ'4-Tháng 3/2022 TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG - BẢO HIỂM Hình 6: Cơ cấu vốn bình quân 34 doanh nghiệp may mặc Việt Nam (20 ĩ4 - 2020) chiếm 50% cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong đó, giai đoạn 2014-2018, tổng nợ chiếm tỷ trọng cao, chiếm 60% nguồn vốn từ năm 2018 đến nay, tỷ trọng nợ giảm, chiếm 50% Nguyên nhân, hầu hết doanh nghiệp may mặc trọng đầu tư giai đoạn 2014 - 2016 nhằm hưởng lợi từ Hiệp định thương mại Việt Nam ký kết mở rộng quy mô sản xuất, từ năm 2018 ổn định hơn, chi phí đầu tư giảm bớt, lợi nhuận tăng lên, giúp tỷ trọng nợ doanh nghiệp giảm dần, dù cao Kết luận Nghiên cứu đo lường ảnh hưởng đòn bẩy tài đến khả sinh lời 34 doanh nghiệp may mặc niêm yết Việt Nam Dữ liệu thu thập từ báo cáo tài hàng năm 34 doanh nghiệp niêm yết sàn HOSE, HNX, UPCOM OTC giai đoạn 20142020 Kết cho thấy địn bẩy tài tác động tiêu cực đến khả sinh lời doanh nghiệp may mặc Việt Nam Do đó, doanh nghiệp cần gia tăng vốn chủ sở hữu từ phần lợi nhuận giữ lại, thực giải pháp tăng doanh thu giảm chi phí, hạ giá thành sản phẩm; cần đa dạng hình thức huy động vốn chủ sở hữu thông qua phát hành cổ phiếu thường cổ phiếu ưu đãi Từ đó, doanh nghiệp đầu tư, nâng cao lực sản xuất Bên cạnh đó, ngồi nguồn vốn vay từ ngân hàng, doanh nghiệp nên xem xét phương thức dài hạn khác phát hành trái phiếu, cho thuê tài chính, cho thuê vận hành Cuối cùng, kết nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều địn bẩy tài lợi nhuận, nhà quản trị doanh nghiệp không nên vay nợ thêm nữa, cần ưu tiên tài trợ nguồn vốn chủ sở hữu đàm phán với chủ nợ để chuyển nợ nh vốn cổ phần, phát hành cổ phiếu ■ TÀI LIỆU THAM KHẢO: Nguyễn Thị Thúy Hạnh (2017) Mối quan hệ địn bẩy tài khả sinh lời công ty xi măng thị trường chứng khốn Việt Nam Tạp chí Khoa học Công nghệ - Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh, 26,185-192 Trần Thị Kim Oanh (2017) Câu trúc vốn hiệu hoạt động doanh nghiệp Việt Nam: Tiếp cận hồi quy phân vị Tạp chí Kinh tế Phát triển, 235,60-70 Joshua Y Abor (2005) The effect of capital structure on profitability: An empirical analysis of listed firms in Ghana The Journal ofRisk Finance, 6,438-445 Akinlo, o and Asaolu, T (2012) Profitability and Leverage: Evidence from Nigerian Firms Global Journal of Business Research, 6(1), 17-25 Champion, D (1999 ) Finance: The joy of leverage Harvard Business Review, 77,199-222 Eunju Yoon and Soo-Cheong Jang (2005) The Effect of Financial Le ect of Financial Leverage on Pr age on Profitability and Risk of ofitability and Risk of Restaurant Firms Journal of Hospitality Financial Management, 13(1), 1-19 SỐ - Tháng 3/2022 335 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG Maher o Al-Shamaileh and Salim M Khanfar (2014) The effect of financial leverage on the profitability in the tourism companies (Analytical Study - Tourism Sector - Jordan) Business and Economic Research, 4(2) 251-264 Osuji c Chinaemerem and Odita Anthony (2012) Impact of Capital Structure on the Financial Performance of Nigerian Firms Oman Chapter ofArabian Journal ofBusiness and Management Review, 1(12), 43-61 Xu Fengju, Rasool Y Fard, Leila G Maher, Nader Akhteghan (2013) The relationship between financial leverage and profitability with an emphasis on income smoothing in Iran's capital market European Online Journal ofNatural and Social Sciences, 2(3), 156-164 10 WTO (2020) Báo cáo "Dệt may Việt Nam: Tác động Covid-19 xa nữa" Truy cập https://trungtamwto.vn/chuyen-de/15649-bao-cao-det-may-viet-nam-tac-dong-cua-covid-19-va-xa-hon-nua Ngày nhận bài: 17/1/2022 Ngày phản biện đánh giá sửa chữa: 17/2/2022 Ngày chấp nhận đăng bài: 27/2/2022 Thông tin tác giả: TS HỒ THỊ THU HƯƠNG Khoa Tài doanh nghiệp, Học viện Tài Sinh viên LÊ HOÀI THU Sinh viên BÙI MAI PHƯƠNG Lớp CQ 57/11.07, Học viện Tài IMPACT OF FINANCIAL LEVERAGE ON THE PROFITABILITY OF LISTED GARMENT ENTERPRISES ON THE VIETNAMESE STOCK MARKET • Ph.D HOTHI THU HUONG’ • LE HOAI THU2 • BUI MAI PHUONG2 ’Faculty of Corporate Finance, Academy of Finance 2CQ 57/11.07 Class, Academy of Finance ABSTRACT: This paper analyzes the role of garment enterprises in the Vietnamese economy, the impact of financial leverage on the profitability of listed garment enterprises on Vietnam stock market Keywords: financial leverage, profitability, garment enterprises, Vietnam 33Ĩ Số4-Thóng 3/2022 ... phiếu ■ TÀI LIỆU THAM KHẢO: Nguyễn Thị Thúy Hạnh (2017) Mối quan hệ địn bẩy tài khả sinh lời công ty xi măng thị trường chứng khốn Việt Nam Tạp chí Khoa học Công nghệ - Trường Đại học Công nghiệp... Nghiên cứu đo lường ảnh hưởng đòn bẩy tài đến khả sinh lời 34 doanh nghiệp may mặc niêm yết Việt Nam Dữ liệu thu thập từ báo cáo tài hàng năm 34 doanh nghiệp niêm yết sàn HOSE, HNX, UPCOM OTC... bình quân Nghiên cứu chạy mơ hình liệu bảng để xem xét tác động địn bẩy tài đến khả sinh lời doanh nghiệp may thị trường chứng khoán Việt Nam Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mơ tả biến Hình trình