Nguyễn Thị Kim Oanh*, Dương Thị Nhàn, Hoàng Thị Thủy

Trường Đại học Mỏ - Địa chất, Hà Nội, Việt Nam

* Email:nguyenthikimoanh@humg.edu.vn

Tóm tắt

Bài viết sử dụng mô hình hồi quy FGLS (mô hình hồi quy nhỏ nhất tổng quát khả thi) để ước lượng ảnh hưởng của các nhân tố đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2012-2023. Kết quả nghiên cứu từ thực nghiệm của nhóm tác giả đã chỉ rõ cấu trúc vốn có mối quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu. Bên cạnh đó các nhân tố quy mô của các doanh nghiệp, thời gian thành lập, tốc độ tăng trưởng có tác động cùng chiều đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp khai khoáng với mức ý nghĩa 1%.

Từ khóa: Hiệu quả kinh doanh, cấu trúc vốn, hồi quy, khai khoáng

Summary

The authors' paper uses the FGLS regression model (feasible generalized least squares regression model) to estimate the impact of factors on firm performance of mining enterprises listed on the Vietnam stock exchange in the period 2012-2023. The empirical research results have clearly shown that capital structure has an inverse relationship with the return on total assets (ROA) of the enterprises in the research sample. Besides, enterprise size, establishment time, and growth rate have a positive impact on the business performance of mining enterprises with a significance level of 1%

Keywords: Firm performance, capital structure, mining, regression

GIỚI THIỆU

Việc xem xét ảnh hưởng của các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh (HQKD) của các doanh nghiệp (DN) nói chung và DN ngành khai khoáng là quan trọng không chỉ đối với bản thân DN mà còn rất cần thiết đối với cổ đông, nhà đầu tư, người cung cấp tín dụng và các bên có liên quan khác. Đối với các nhà quản trị DN, việc đánh giá, lượng hóa và phân tích ảnh hưởng của các nhân tố ảnh hưởng trực tiếp hay gián tiếp là là tiền đề để có các giải pháp quản trị tài chính nói chung, quản trị DN nói riêng hữu hiệu, phát huy tối đa hiệu quả việc sử dụng nguồn lực của đơn vị từ đó mang lại kết quả tốt nhất. Đồng thời khi các cơ quan quản lý nhà nước nhận diện được mức độ ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô như tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất… đến HQKD của các công ty thì đó sẽ là nguồn cung cấp thông tin giá trị để trên cơ sở đó gợi ý cho các nhà xây dựng chính sách về việc sử dụng công cụ lạm phát, lãi suất hoặc các biện pháp hạn chế việc sử dụng nợ quá mức… để giúp các công ty ngày càng phát triển

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

HQKD là phạm trù kinh tế phản ánh trình độ sử dụng nguồn lực để đạt mục tiêu đề ra và được đo lường bằng mối quan hệ giữa kết quả thu được và chi phí, phương tiện bỏ ra để đạt được kết quả đó. Ở các công trình nghiên cứu khoa học, HQKD được đo lường bằng các chỉ số khác nhau. Việc đo lường HQKD phụ thuộc vào mục tiêu của công ty cũng như sự phát triển của thị trường chứng khoán. Nếu thị trường chứng khoán không phát triển thì việc đo lường hiệu quả theo giá trị thị trường khó thực hiện được. Do vậy các chỉ số đại diện cho hiệu quả hoạt động tổng quát được xem xét dựa trên số liệu báo cáo tài chính như tỷ suất sinh lời tổng tài sản ROA, tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu ROE, Tỷ suất sinh lời vốn đầu tư RIC, tỷ suất sinh lời doanh thu ROS. Ngược lại khi thị trường chứng khoán hoạt động ổn định chất lượng thì các dữ liệu thị trường có thể được sử dụng để xem xét HQKD và khi đó có thể sử dụng các chỉ số để phản ánh như hệ số Tobin’s Q (tỷ số giữa giá trị thị trường vốn chủ sở hữu + giá trị sổ sách nợ phải trả/Giá trị sổ sách của tổng tài sản), hệ số giá trên thu nhập P/E. Nhiều các công trình nghiên cứu trong nước và ngoài nước của các tác giả như Phạm Thu Trang và cộng sự (2021), Nguyễn Thị Xuân (2024), Đinh Thị Ngọc Mai và cộng sự (2022), Nghiêm Thị Thà và cộng sự (2022), Onaolapo, A.A., & Kajola, S.O. (2010)... đều sử dụng các tỷ số được tính toán từ dữ liệu kế toán để đo lường HQKD của các DN. Tuy nhiên bên cạnh đó tại 1 số quốc gia có thị trường chứng khoán phát triển và thông tin có độ tin cậy nên khá nhiều nhà nghiên cứu có sử dụng các dữ liệu thị trường kết hợp với dữ liệu kế toán để đo lường HQKD như Rami Zeitun và Gary G. Tian (2007), Haniffa, R., & Hudaib, M. (2006), Humera Khatab và cộng sự (2011). Các tác giả này sử dụng hệ số Tobin’s Q và 1 số chỉ số khác như Tỷ số giữa giá trị thị trường của vốn cổ phần/giá trị sổ sách của vốn cổ phần, Tỷ số P/E bên cạnh các chỉ số ROA, ROE để đại diện cho biến phụ thuộc.

Nhân tố ảnh hưởng HQKD của DN được chia thành 02 nhóm chính bao gồm các nhân tố bên trong của DN và các nhân tố bên ngoài DN. Các nhân tố bên ngoài DN bao gồm nhân tố kinh tế vĩ mô được thể hiện qua chỉ tiêu lạm phát, tốc độ tăng trưởng kinh tế, lãi suất và chỉ có tác động khi đi cùng với các nhân tố bên trong. Các nhân tố bên trong của DN được nhiều tác giả như Nguyễn Thị Xuân (2024), Đinh Thị Ngọc Mai và cộng sự (2022), Nghiêm Thị Thà và cộng sự (2022), Rami Zeitun và Gary G. Tian (2007), Haniffa, R., & Hudaib, M. (2006), Onaolapo, A.A., & Kajola, S.O. (2010), Humera Khatab và cộng sự (2011) quan tâm chính là nhân tố tài chính. Nhóm nhân tố tài chính này thông thường được phân lớp theo 4 nhóm gồm tỷ số tài chính về tăng trưởng, tỷ số tài chính về dòng tiền của DN, tỷ số tài chính về đòn bẩy tài chính (cơ cấu nợ), tỷ số tài chính về khả năng thanh khoản.

Mô hình nghiên cứu

Ở Việt Nam và trên thế giới, các nghiên cứu nhìn chung đều chỉ ra ảnh hưởng ngược chiều của cấu trúc vốn lên HQKD. Bên cạnh đó, các tác giả đều chỉ ra ảnh hưởng của các nhân tố tài chính khác như quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng của công ty cũng như ảnh hưởng của 1 số biến kinh tế vĩ mô như lãi suất, tốc độ tăng trưởng GDP đến HQKD của DN. Chính vì vậy, nhóm tác giả kế thừa và xây dựng mô hình nghiên cứu với các giả thuyết nghiên cứu như trong Bảng 1.

Bảng 1: Bảng tổng hợp các giả thuyết ảnh hưởng của các nhân tố đến HQKD của DN ngành khai khoáng

Các công trình nghiên cứu trước đó đã cho thấy có nhiều chỉ tiêu đo lường khác nhau đo lường HQKD của DN như ROE, ROA, EPS. Trong khi ROE chỉ quan tâm đến lợi ích của chủ sở hữu thì chỉ tiêu EPS cũng có nhược điểm là tính bền vững và ảnh hưởng bởi các yếu tố ngắn hạn. Chính vì vậy chỉ số ROA là chỉ tiêu phản ánh tổng hợp nhất HQKD của DN đạt được thông qua việc sử dụng hiệu quả các nguồn lực đầu vào cũng như đây là chỉ tiêu quan tâm của nhiều đối tượng khác nhau (nhà quản lý DN, chủ sở hữu, đối tác, khách hàng...). Với những phân tích nêu trên, nhóm tác giả lựa chọn việc đo lường HQKD của các DN ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam thông qua chỉ tiêu ROA. Do vậy, các biến trong mô hình nghiên cứu được thể hiện ở Bảng 2.

Bảng 2: Bảng mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu

Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu sử dụng trong bài nghiên cứu là dữ liệu thứ cấp được lấy từ báo cáo tài chính (BCTC) hằng năm (bao gồm bảng cân đối kế toán, báo cáo kết quả kinh doanh, lưu chuyển tiền tệ và thuyết minh BCTC) của các công ty cổ phần niêm yết ngành khai khoáng trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2012-2023 bao gồm 23 công ty niêm yết trên sàn HOSE, sàn HNX và sàn UPCOM. Để hạn chế sai sót do ảnh hưởng của việc sử dụng dữ liệu có độ chính xác thấp, nhóm tác giả thu thập số liệu BCTC đã kiểm toán của các công ty phù hợp thông qua các trang web http://Vietstock.vn , http://s.caphe.vn hay http://cophieu68.vn . Trên cơ sở các dữ liệu về yếu tố kinh tế vĩ mô nhóm tác giả sẽ thu thập từ trang web http://s.caphe.vn và 1 số trang web khác như https://www.gso.gov.vn. Các công ty cổ phần niêm yết ngành khai khoáng đưa vào trong mẫu nghiên cứu phải đảm bảo điều kiện có BCTC được kiểm toán, đảm bảo tính tin cậy, và phải được niêm yết tối thiểu 3 năm để thỏa mãn điều kiện của mô hình. Dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu bảng (panel data) với 276 quan sát nên nhóm tác giả sử dụng mô hình hồi quy gộp OLS, mô hình hồi quy tác động cố định FEM, mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên REM và mô hình FGLS.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Dựa vào Bảng 3 có thể thấy biến tốc độ tăng tưởng tài sản (NGO) là biến có độ lệch chuẩn lớn nhất, cho thấy giá trị số liệu quan sát phân bố không cân bằng khi giá trị trung bình là 10,5% và độ lệch chuẩn lại lên đến 41,4%. Bên cạnh đó cấu trúc vốn (Tỷ lê nợ phải trả/Tổng Tài sản) (TLTA) cũng là biến có sự biến động lớn thứ hai với giá trị trung bình là 48% và độ lệch chuẩn là 28,1%. Có thể nhận thấy rằng trung bình các DN ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong mẫu nghiên cứu có tỷ lệ nợ trung bình là 48% và 52% nguồn vốn còn lại được huy động từ vốn chủ sở hữu. Như vậy tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của các DN ở mức khá lớn.

Bảng 3: Thống kê mô tả các biến

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả thống kê mô tả ở Bảng 3 cho thấy, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản trung bình (ROA) của các DN ngành khai khoáng là 6,95%. Kết quả này cho thấy cho thấy 100 đồng vốn kinh doanh mà các DN bỏ ra trong một năm tạo ra cho DN 6,95 đồng lợi nhuận trước thuế. Như vậy khả năng sinh lời – HQKD - của các DN ngành khai khoáng Việt Nam ở mức trung bình thấp.

Ma trận tương quan và đa cộng tuyến

Bảng 4: Bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Số liệu Bảng 4 cho thấy, hệ số tương quan giữa hầu hết các biến độc lập là không đáng kể, đều < 0,6 ngoại trừ hệ số tương quan giữa cặp biến quy mô DN SIZE và biến TLTA (tỷ lệ nợ phải trả/tổng nguồn vốn) có hệ số tương quan là 0,710. Vì thế có thể kết luận rằng không có khả năng xuất hiện đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình ngoại trừ cặp biến SIZE và TLTA. Tuy nhiên, để khẳng định cho kết luận này thì nhóm tác giả đã thực hiện kiểm định đa cộng tuyến VIF. Bảng kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy hệ số VIF đều < 3. Như vậy, có thể kết luận là không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập của mô hình.

Kết quả kiểm định của mô hình

Sử dụng phần mềm STATA, nhóm tác giả đã tiến hành chạy hồi quy FEM và REM cho mô hình nêu trên. Kết quả mô hình FEM cho thấy trong số các biến độc lập được sử dụng trong mô hình hồi quy, có 4 biến giúp giải thích biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 1%, gồm cấu trúc vốn TLTA, quy mô DN SIZE , tỷ lệ tăng trưởng NGO, độ tuổi DN AGE (Bảng 5).

Bảng 5: Kết quả hồi quy FEM của mô hình

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Với phương pháp hồi quy REM kết quả chỉ ra có 5 biến giúp giải thích biến phụ thuộc trong đó ngoài 4 nhân tố bên trong DN thì còn 1 nhân tố bên ngoài là tỷ lệ lãi suất. Cụ thể cấu trúc vốn TLTA có ảnh hưởng nghịch chiều với HQKD của DN ngành khai khoáng Việt Nam với mức ý nghĩa 1%. Ngược lại nếu số năm thành lập của DN (AGE) càng nhiều , tốc độ tăng trưởng của DN khai khoáng (NGO) càng cao, quy mô DN (SIZE) càng lớn, tỷ lệ lãi suất cho vay càng lớn thì HQKD của DN khai khoáng càng lớn (Bảng 6).

Bảng 6: Kết quả hồi quy REM của mô hình

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Để kiểm tra tính hiệu quả của 2 mô hình hồi quy FEM và REM, nhóm tác giả tiến hành kiểm định Hausman test trong đó Giả thiết H0: Không có sự khác biệt mang tính hệ thống; Giả thiết H1: Có sự khác biệt mang tính hệ thống. Kết quả cho thấy Prob>chi2 = 0.000 <0.05 suy ra ta bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là mô hình FEM hiệu quả. Do đó, tác giả chọn mô hình FEM cho mô hình hồi quy. Tuy nhiên, để khẳng định cho việc lựa chọn FEM, nhóm tác giả dùng kiểm định Wald để phát hiện phương sai sai số thay đổi và dùng kiểm định Wooldridge hiện tượng tự tương quan. Kết quả kiểm định cho thấy P-value <0,05 và kết luận bác bỏ H0 chấp nhận H1 tức là tồn tại cả 2 khuyết tật của mô hình này.

Để khắc phục 2 khuyết tật nêu trên của mô hình, nhóm tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy FGLS (hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi).

Bảng 7: Kết quả hồi quy FGLS

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả hồi quy ở Bảng 7 cho thấy cấu trúc vốn (TLTA), tốc độ tăng trưởng NGO, quy mô công ty, độ tuổi AGE có ảnh hưởng tới HQKD của các DN ngành khai khoáng trong giai đoạn 2012-2023 với mức ý nghĩ 1%. Kết quả này hoàn toàn nhất quán cả ở 3 mô hình và giả thuyết nghiên cứu mà nhóm tác giả đưa ra trong đó cấu trúc vốn có tác động ngược chiều đến tỷ lệ sinh lời ROA của ngành khai khoáng. Bên cạnh đó ở hồi quy FGLS còn cho thấy sự ảnh hưởng của biến kinh tế vĩ mô là lãi suất đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5%, tuy nhiên đây là kết luận chưa phù hợp với các nghiên cứu trước đó và đòi hỏi cần có những khẳng định thêm từ các nghiên cứu thực nghiệm khác trong thời gian tới.

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Từ những kết quả nghiên cứu ở trên đã chỉ ra rằng với ROA là đại diện cho HQKD, cấu trúc vốn có tác động nghịch biến đến HQKD trong khi 3 biến gồm thời gian hoạt động của DN AGE, quy mô DN SIZE, tốc độ tăng trưởng có quan hệ cùng chiều với biến giải thích. Trên cơ sở nghiên cứu này, nhóm tác giả đề xuất 1 số khuyến nghị nhằm tăng HQKD của các DN ngành khai khoáng Việt Nam như sau:

Thứ nhất, DN ngành khai khoáng có tỷ lệ nợ càng thấp thì mang lại HQKD tốt hơn. Lợi ích từ việc sử dụng lá chắn thuế từ lãi vay giúp DN ngành khai khoáng Việt Nam được khấu trừ 1 khoản chi phí hợp lý khi tính thuế TNDN, tuy nhiên nếu nợ quá nhiều cũng tạo áp lực đến khả năng thanh toán của DN. Chính vì vậy các DN ngành khai khoáng Việt Nam cần phải xác định tỷ lệ nợ trong mức an toàn nhằm đảm bảo độ an toàn tài chính đồng thời giảm bớt sự phụ thuộc vào nợ vay thông qua việc tăng cường huy động từ vốn chủ sở hữu thông qua việc phát hành cổ phiếu để huy động vốn từ các cổ đông. Ngoài ra trong cơ cấu nợ vay thì các DN ngành khai khoáng cũng cần có sự chủ động đa dạng hóa từ nhiều nguồn huy động như phát hành trải phiếu để trên cơ sở đó giảm bớt sự phụ thuộc quá lớn vốn vào nguồn vốn ngân hàng.

Thứ hai, có thể thấy rằng quy mô DN ngành khai khoáng càng lớn, tăng trưởng tài sản càng cao thì HQKD của DN càng cao. Tốc độ tăng trưởng tài sản NGO được tính bằng (Tài sản cuối kỳ -Tài sản đầu kỳ/Tài sản đầu kỳ) và tài sản của DN được tài trợ từ vốn chủ sở hữu và nợ phải trả. Do vậy để tăng quy mô của DN thì cần phải tăng vốn chủ sở hữu và tăng nợ phải trả. Tuy nhiên, DN ngành khai khoáng cũng cần cân đối vốn huy động từ mỗi nguồn vay nợ và nguồn vốn chủ sở hữu cho phù hợp để quy mô DN tăng đồng thời hệ số nợ vẫn tăng trong vòng kiểm soát được. Bên cạnh đó, việc quản lý DN lớn có rất nhiều sự phức tạp gồm nhiều khía cạnh quản lý khác nhau từ quản lý nhân sự cho đến quản lý tài chính quản lý quy trình. Do vậy để đạt được HQKD cao, các nhà quản lý của DN ngành khai khoáng cần có chiến lược quản lý hiệu quả và linh hoạt để tận dụng lợi thế của quy mô lớn.

* Lời cảm ơn: Bài báo này là một phần trong đề tài nghiên cứu khoa học cấp cơ sở mã T25-24 của chủ nhiệm đề tài Nguyễn Thị Kim Oanh. Tác giả chân thành cảm ơn trường Đại học Mỏ - Địa chất đã hỗ trợ tài chính để thực hiện công trình này.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Đinh Thị NGọc Mai và cộng sự (2022). Nhân tố ảnh hưởng đến HQKD của các DN niêm yết bất động sản và xây dựng. Tạp chí kinh tế phát triển, số 299.

2. Haniffa, R., & Hudaib, M. (2006). Corporate governance structure and performance of Malaysian listed companies. Journal of business finance & accounting, 33(7-8):1034-1062.

3. Humera Khatab, Maryam Masood, Khalid Zaman, Sundas Saleem, and Bilal Saeed (2011). Corporate Governance and Firm Performance: A Case study of Karachi Stock Market. International Journal of Trade Economics and Finance, 2(1):39-43, DOI:10.7763/IJTEF.2011.V2.76.

4. Nghiêm Thị Thà và cộng sự (2022). Nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố đến HQKD của các doanh nghiệp sản xuất và chế biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí nghiên cứu Tài chính Kế toán, số 8.

5. Nguyễn Thị Xuân (2024). Cấu trúc vốn, hiệu quả hoạt động và vai trò của qui mô công ty: Nghiên cứu tại các doanh nghiệp sản xuất thức ăn chăn nuôi. Tạp chí Kinh tế phát triển, số 321.

6. Onaolapo, A.A., & Kajola, S.O. (2010). Capital Structure and Firm Performance: Evidence from Nigeria. European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, 25, 70-82

7. Phạm Thu Trang và cộng sự (2021). The effect of debt ratio and COVID-19 pandemic on profitability of Vietnam coal mining enterprises. Tạp chí Khoa học kỹ thuật Mỏ địa chất, số 62.

8. Rami Zeitun, Gary G. Tian (2007). Capital structure and corporate performance: evidence from Jordan. Australasian Accounting, Business and Finance Journal, 1(4), 2007, 40-61.