Mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại: Trường hợp các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh
12 trang
24/05/2022
1990
Bạn đang xem tài liệu "Mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại: Trường hợp các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Tài liệu đính kèm:
- moi_quan_he_giua_canh_tranh_thi_truong_va_luong_cung_tin_dun.pdf
Nội dung text: Mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại: Trường hợp các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh
- 661 TẠP CHÍ QUẢN LÝ KINH TẾ QUỐC TẾ Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế Trang chủ: MỐI QUAN HỆ GIỮA CẠNH TRANH THỊ TRƯỜNG VÀ LƯỢNG CUNG TÍN DỤNG THƯƠNG MẠI: TRƯỜNG HỢP CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHỐN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Trương Diễm Kiều Trường Cao đẳng Cần Thơ, Thành phố Cần Thơ, Việt Nam Lê Khương Ninh Trường Đại học Cần Thơ, Thành phố Cần Thơ, Việt Nam Ngày nhận: 13/07/2021; Ngày hồn thành biên tập: Ngày duyệt đăng: 25/09/2021 Tĩm tắt: Bài viết phân tích mối quan hệ giữa cạnh tranh và lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty niêm yết trên Sàn Giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Mơ hình FEM và REM được sử dụng để phân tích bộ dữ liệu bảng gồm 80 cơng ty trong giai đoạn 2013-2019 với 560 quan sát. Kết quả cho thấy khơng cĩ sự phụ thuộc giữa cung tín dụng thương mại và cạnh tranh thị trường (đo bằng số lượng cơng ty trong ngành) và cạnh tranh khơng phải là lý do để các cơng ty tăng cung tín dụng thương mại. Ngồi ra, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng quy mơ và lợi nhuận của cơng ty cĩ ảnh hưởng tích cực đến lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty Việt Nam. Những kết quả này là cơ sở để các hàm ý được đề xuất nhằm tăng cường lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty. Từ khĩa: Tín dụng thương mại, Cạnh tranh, FEM, REM THE RELATIONSHIP BETWEEN COMPETITION AND TRADE CREDIT SUPPLY: THE CASE OF COMPANIES LISTED ON HO CHI MINH STOCK EXCHANGE Abstract: This paper analyses the relationship between competition and trade credit supply of rms listed in Ho Chi Minh Stock Exchange (HOSE). Fixed e ects model (FEM) and Random e ects model (REM) are applied to analyse the panel data of 80 rms in Vietnam for the period from 2013 to 2019. The result shows that there exists no relationship between competition (measured by the number of rms in an industry) and trade credit supply, and competition is not a reason for rms to o er trade credit. The results also indicate that rm size and net pro t are signi cantly related to trade credit supply. These ndings are the basis to propose implications to enhance trade credit supply of rms. Keywords: Trade Credit, Competition, FEM, REM Tác giả liên hệ, Email: kieup1515007@gstudent.ctu.edu.vn Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- 1. Giới thiệu Tín dụng thương mại được tạo ra khi người bán cấp các điều khoản cho phép người mua trả chậm tiền hàng (Martinez-Sola & cộng sự, 2012). Nhiều cơng ty sử dụng tín dụng thương mại để tài trợ cho các giao dịch khi mua các yếu tố đầu vào cho quá trình sản xuất kinh doanh (các khoản phải trả) và cung cấp tài chính cho khách hàng (các khoản phải thu). Tín dụng thương mại được xem là hình thức tài trợ vốn rất phổ biến ở các nước phát triển cũng như đang phát triển. Theo nghiên cứu của Petersen & Rajan (1997) thì cĩ khoảng 70% các cơng ty vừa và nhỏ của Hoa Kỳ cấp tín dụng thương mại cho khách hàng, con số này là 80% trong nghiên cứu của Atanasova & Wilson (2002) ở Anh. Quyết định cấp tín dụng thương mại của cơng ty được đưa ra bởi rất nhiều lý do và để cạnh tranh là một trong những lý do nhận được rất nhiều sự quan tâm của các nhà kinh tế. Điều này giúp giải thích tại sao các cơng ty hạn chế tài chính vẫn cấp tín dụng thương mại, vì khi họ bị người mua cĩ sức ảnh hưởng (khách hàng lớn) ép buộc để cho trả chậm. Trong một mơi trường cạnh tranh cao, khách hàng cĩ thể dễ dàng chuyển sang nhà cung cấp mới nếu khơng cĩ động lực phải gắn bĩ với một nhà cung cấp nhất định. Khi đĩ, cấp tín dụng thương mại cĩ lẽ là cơng cụ để người bán giữ chân khách hàng. Trong khi đĩ, Việt Nam là một nền kinh tế đang phát triển nên nhu cầu vốn của các cơng ty là rất lớn, các cơng ty Việt Nam luơn “khát” vốn nhưng việc tiếp cận tín dụng ngân hàng cĩ lẽ là hạn chế đối với các cơng ty vừa và nhỏ, đặc biệt là cơng ty mới thành lập. Mặt khác, cạnh tranh cao cũng là vấn đề mà các cơng ty Việt Nam đang phải đối mặt hiện nay bởi sự xuất hiện ồ ạt các cơng ty ngoại trên thị trường. Trong bối cảnh đĩ, cung tín dụng thương mại (dưới hình thức chấp nhận bán chịu hàng hĩa) cĩ thể giúp cơng ty tăng khả năng cạnh tranh, đồng thời bổ sung thêm nguồn tài trợ cho nền kinh tế bên cạnh tín dụng ngân hàng. Đây là một vấn đề rất cần được quan tâm nghiên cứu. Mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và cung tín dụng thương mại đã được nhiều nghiên cứu thực hiện tại nhiều nước trên thế giới, tuy nhiên mối quan hệ này ở Việt Nam chưa được quan tâm nghiên cứu rộng rãi. Do đĩ, bài viết này được thực hiện nhằm kiểm định xem cĩ hay khơng mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và cung tín dụng thương mại của các cơng ty Việt Nam trong thời gian qua, cũng như xác định các yếu tố ảnh hưởng đến lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty Việt Nam. Kết quả nghiên cứu sẽ gĩp phần kiểm chứng mối quan hệ giữa mức độ cạnh tranh thị trường và lượng tín dụng thương mại mà các cơng ty cấp cho khách hàng, đồng thời đĩng gĩp nguồn thơng tin cho các nhà quản trị doanh nghiệp, các nhà làm chính sách cĩ thể khai thác hiệu quả nguồn tài trợ từ tín dụng thương mại. 2. Cơ sở lý thuyết Tín dụng thương mại phát sinh khi một nhà cung cấp cho phép khách hàng chậm thanh tốn tiền hàng trong một khoảng thời gian nhất định (Cuđat, 2007). Giao dịch Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- này tạo ra một khoản phải trả cho khách hàng và một khoản phải thu cho nhà cung cấp (Coleman, 2005). Tín dụng thương mại về cơ bản là một cam kết nợ liên quan đến việc mua hàng, nhưng tín dụng thương mại cĩ ba điểm khác biệt chính so với các dạng nợ khác. Thứ nhất là nhà cung cấp cho vay “hiện vật”, họ hiếm khi cho vay tiền mặt và “hiện vật” ở đây thường là các nguyên liệu đầu vào cần thiết cho quá trình sản xuất của khách hàng. Thứ hai là tín dụng thương mại thường khơng thể hiện dưới dạng các hợp đồng chính thức giữa người cho vay và người vay như các khoản nợ ngân hàng hoặc nợ trái phiếu mà tín dụng thương mại thường chỉ thể hiện dưới dạng các hĩa đơn mua hàng chưa thanh tốn. Thứ ba là tín dụng thương mại do các cơng ty phi tài chính cung cấp. Trong một thị trường cạnh tranh, nhiều cơng ty cung cấp sản phẩm đồng nhất và khách hàng cĩ thể dễ dàng chuyển sang nhà cung cấp mới nếu họ khơng cĩ động lực phải gắn bĩ với một cơng ty cung cấp nhất định. Khi đĩ, cơng ty cung cấp thường ở vị thế yếu trong thỏa thuận các điều khoản của một giao dịch thương mại. Để giữ chân những khách hàng hiện hữu, họ cĩ thể sẵn sàng đáp ứng các địi hỏi của khách hàng (đặc biệt là những khách hàng lớn), chẳng hạn như chấp nhận để khách hàng trả chậm tiền hàng hoặc kéo dài thời hạn thanh tốn (Cheng & Pike, 2003). Mặt khác, để duy trì mối quan hệ lâu dài với khách hàng, cơng ty cũng cĩ xu hướng chia sẻ những khĩ khăn tài chính tạm thời (nếu cĩ) của khách hàng, giúp khách hàng vượt qua những cú sốc tài chính ở hiện tại thơng qua cấp tín dụng thương mại (Wilner, 2000). Tín dụng thương mại cịn cĩ thể được sử dụng như một cơng cụ tiếp thị để củng cố mối quan hệ với những khách hàng hiện tại và thu hút những khách hàng mới (Paul & Wilson, 2006). Điều này cĩ thể đạt được thơng qua các điều khoản tín dụng đưa ra hoặc mở rộng điều khoản khi được đánh giá là khách hàng đáng đầu tư và do đĩ tạo được lợi nhuận trong tương lai (Smith, 1987). Hơn nữa, tín dụng thương mại cho phép khách hàng kiểm tra chất lượng sản phẩm trước khi thanh tốn, do đĩ, cung cấp tín dụng thương mại gián tiếp như một lời đảm bảo chất lượng sản phẩm từ nhà cung cấp. Khi cung cấp tín dụng thương mại, cơng ty trao cho khách hàng một quyền chọn (chọn để trả lại sản phẩm) mà khơng phải trả tiền, điều này cĩ thể làm cho sản phẩm trở nên thú vị so với sản phẩm tương tự từ những nhà cung cấp cạnh tranh. Nhiều nghiên cứu đã chứng minh rằng, mức độ cạnh tranh của thị trường cĩ mối quan hệ tích cực với cung tín dụng thương mại của doanh nghiệp. Nghiên cứu của Fabbri & Klapper (2016) về điều kiện cấp tín dụng thương mại của 2.500 cơng ty tại Trung Quốc cho thấy một nhà cung cấp cĩ khả năng thương lượng yếu thì nhiều khả năng họ sẽ mở rộng tín dụng thương mại hơn. Khi nghiên cứu về sự khác biệt của mức độ cạnh tranh thị trường đối với sự ảnh hưởng của tâm lý đầu tư đến cung tín dụng thương mại của các cơng ty niêm yết ở thị trường Thượng Hải và Thâm Quyến của Trung quốc, Huang & Li (2018) khẳng định ở những thị trường cạnh Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- tranh càng mạnh thì tác động của tâm lý đầu tư đến cung tín dụng thương mại càng mạnh. Nghiên cứu về mối quan hệ giữa cung tín dụng thương mại và việc nắm giữ tiền mặt trong thị trường cạnh tranh, Zhang (2020) cho rằng hiệu quả của nguồn tài trợ từ tín dụng thương mại phụ thuộc vào mức độ cạnh tranh của thị trường, sức mạnh thị trường của cơng ty ảnh hưởng đến cung tín dụng thương mại. Tuy nhiên, khi số lượng đối thủ cạnh tranh gia tăng thì việc thực hiện các ràng buộc đối với một khoản bán chịu trở nên ít khả thi hơn. Cụ thể, khả năng ngăn chặn các khoản nợ xấu bằng cách đe dọa ngừng cung cấp sẽ kém hiệu quả đối với người mua hơn khi họ cĩ nhiều nhà cung cấp thay thế. Do đĩ, cĩ thể cĩ sự hiện diện của mối quan hệ phi tuyến dạng ∩ giữa cạnh tranh và cung tín dụng thương mại. Nghiên cứu đối với các doanh nghiệp thuộc lĩnh vực tư nhân tại Hà Nội và Thành phố Hồ Chí Minh của McMillan & Woodru (1999) đã cho thấy mối quan hệ tiêu cực giữa số lượng đối thủ cạnh tranh và cung tín dụng thương mại. Nghiên cứu của Hyndman & Serio (2010) ước tính rằng việc thực thi các ràng buộc bắt đầu khĩ khăn khi số lượng nhà cung cấp tăng lên 4 hoặc 5 với mơ hình nghiên cứu cĩ dạng: TCips = α + β log(Cps) + β log(Cps) + η'Xips + α'Zs + ɛips trong đĩ TCips là lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty i đối với sản phẩm p tại khu vực s; Cps là thước đo mức độ cạnh tranh của sản phẩm p tại khu vực s; Cps là cạnh tranh bình phương; Xips là đặc điểm của cơng ty và Zs là đặc điểm của khu vực. Hyndman & Serio (2010) cho rằng cạnh tranh cĩ ảnh hưởng đến lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty. Horen (2005) cho rằng ít cĩ sự khác biệt trong cung cấp tín dụng thương mại giữa các nhà cung cấp (cạnh tranh và độc quyền) khi sản phẩm cĩ kỹ thuật cao khĩ đánh giá chất lượng sản phẩm ở giai đoạn đầu. Các cơng ty sản xuất những sản phẩm cĩ kỹ thuật cao thường yêu cầu thời gian lâu để đánh giá chất lượng, vì vậy họ sẽ cĩ xu hướng mở rộng tín dụng thương mại (Long & cộng sự, 1993). Hơn nữa, khi mua các sản phẩm cĩ kỹ thuật cao, khách hàng nhiều khả năng sẽ sử dụng sức mạnh thị trường yêu cầu được trả chậm nhằm kiểm tra chất lượng sản phẩm trước khi thanh tốn. Huang & Li (2018) cho rằng cung tín dụng thương mại phụ thuộc vào khả năng của từng cơng ty. Tình trạng của nền kinh tế xấu đi hay tốt lên cũng cĩ thể ảnh hưởng đến nguồn tài trợ tín dụng thương mại trên thị trường (Ahmed & cộng sự, 2014). 3. Phương pháp nghiên cứu Dữ liệu phục vụ cho mục đích nghiên cứu là nguồn số liệu thứ cấp, được thu thập, tổng hợp và phân tích từ các báo cáo tài chính kiểm tốn và báo cáo thường niên của các cơng ty niêm yết trên Sàn Giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- Minh (HOSE) từ website của HOSE và website của các cơng ty liên quan. Nghiên cứu tập trung đối với bốn nhĩm ngành lớn gồm: hàng tiêu dùng thiết yếu, cơng nghệ thơng tin, hàng tiêu dùng và cơng nghiệp. Nguyên tắc lựa chọn là những cơng ty cĩ đủ dữ liệu trong 7 năm liên tục trong giai đoạn 2013-2019, kết quả cĩ 80 cơng ty niêm yết được lựa chọn. Trong đĩ, số lượng cơng ty được chọn khảo sát của ngành hàng tiêu dùng thiết yếu, cơng nghệ thơng tin, hàng tiêu dùng và cơng nghiệp lần lượt là 29, 6, 29 và 16. Do đĩ, bộ dữ liệu cuối cùng được sử dụng cho nghiên cứu là dữ liệu bảng với 560 quan sát. Đo lường ảnh hưởng của cạnh tranh thị trường đến lượng cung tín dụng thương mại với bộ dữ liệu bảng nhưng phương pháp phân tích hồi quy OLS bỏ qua việc xem xét tác động chéo của yếu tố thời gian và khơng gian nên thường đem đến kết quả ước lượng khơng tin cậy (bị chênh). Do đĩ, hai phương pháp ước lượng là hiệu ứng cố định (Fixed e ects model - FEM) và hiệu ứng ngẫu nhiên (Random e ects model - REM) được lựa chọn cho nghiên cứu này. Sau đĩ, kiểm định Hausman sẽ được thực hiện để lựa chọn mơ hình phù hợp nhất giữa FEM và REM. Bảng 1. Dấu kỳ vọng của βi trong mơ hình Phương pháp Kỳ vọng về dấu Biến Nguồn đo lường của βi Biến phụ thuộc: TDTMit là lượng tín dụng thương mại mà cơng ty i cung cấp cho khách hàng tại năm t và được đo lường bằng logarit Phải thu ngắn hạn của khách hàng CANHTRANH Số lượng cơng ty Fisman & Raturi (2004); trong ngành ở năm t Horen (2005); Fabbri & Klapper (2016); Huang & Li (2018) CANHTRANH Bình phương của - Hyndman & Serio (2010); CANHTRANH McMillan & Woodru (1999) QUYMODN Logarit tổng tài sản Wilson & Summers (2002); Horen (2005) LOINHUAN Logarit lợi nhuận Santos & Silva (2014) sau thuế TDNH Logarit nợ vay Burkart & Ellingsen (2004); ngân hàng Fabbri & Klapper (2016); Wu & cộng sự (2017) TUOIDN Số năm hoạt động - Long & cộng sự (1993); của cơng ty Horen (2005) GDP Tốc độ tăng trưởng - Ahmed & cộng sự (2014) GDP (%) Nguồn: Thống kê của nhĩm tác giả Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- Dựa vào phần cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm liên quan, tác giả đề xuất mơ hình nghiên cứu mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và cung tín dụng thương mại của các cơng ty niêm yết Việt Nam, cụ thể như sau: TDTMit = β + β CANHTRANHit + β CANHTRANHit + β QUYMODNit β4LOINHUANit + β5TDNHit + β TUOIDNit + β7GDPt + u (1) trong đĩ chỉ số i và t biểu thị cơng ty i và năm thứ t; TDTMit là lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty i tại năm t; CANHTRANHit là biến cạnh tranh của cơng ty i tại năm t; CANHTRANHit là biến cạnh tranh bình phương. Các biến cịn lại là các biến kiểm sốt. Theo các nghiên cứu, bên cạnh yếu tố cạnh tranh thị trường thì lượng cung tín dụng thương mại cịn bị ảnh hưởng bởi đặc điểm của cơng ty và điều kiện thị trường nên một số biến kiểm sốt được đưa vào mơ hình và được chi tiết ở Bảng 1. 4. Kết quả nghiên cứu 4.1 Mơ tả mẫu khảo sát Bảng 2 cho thấy số cơng ty kinh doanh cùng ngành cĩ giá trị trung bình là 22,08 với độ lệch chuẩn lên đến 17,03. Tiểu ngành thực phẩm, đồ uống trong nhĩm ngành hàng tiêu dùng thiết yếu là cĩ số lượng cơng ty nhiều nhất, trong khi tiểu ngành đồ gia dụng và cá nhân cũng trong nhĩm ngành này thì lại cĩ số lượng cơng ty ít nhất. Tổng giá trị tài sản trung bình của các cơng ty là 4.204.858 triệu đồng nhưng cĩ sự chênh lệch rất lớn giữa các cơng ty, cĩ cơng ty quy mơ tổng tài sản lên đến 97.300.000 triệu đồng. Lợi nhuận sau thuế trung bình của các cơng ty trong mẫu khảo sát là 348.529 triệu đồng và cĩ xu hướng tăng qua các năm, trong đĩ, nhĩm ngành thực phẩm, đồ uống và thuốc lá là cĩ lợi nhuận trung bình cao nhất. Phần lớn cơng ty trong mẫu khảo sát đều sử dụng tín dụng ngân hàng, chỉ tiêu này cĩ giá trị trung bình là 1.134.619 triệu đồng, đặc biệt giá trị cao nhất lên đến 30.000.000 triệu đồng. Cơng nghiệp là nhĩm ngành cĩ nợ vay ngân hàng trung bình thấp hơn so với những nhĩm ngành cịn lại. Số năm hoạt động cĩ giá trị trung bình là 17,97 năm, giá trị này cho thấy các cơng ty trong mẫu khảo sát đã hoạt động trong ngành khá lâu. Trong giai đoạn 2013-2019, GDP cĩ tốc độ tăng trung bình là 6,45% và cĩ xu hướng tăng nhưng với tốc độ giảm dần qua các năm. Tín dụng thương mại phổ biến ở nhiều ngành, lượng cung tín dụng thương mại trung bình của các cơng ty trong mẫu khảo sát là 405.947 triệu đồng và cĩ xu hướng tăng theo thời gian, tuy nhiên cĩ sự khác biệt lớn về lượng cung tín dụng thương mại giữa các cơng ty, cũng như giữa các ngành. Cơng nghệ thơng tin là nhĩm ngành cĩ lượng cung tín dụng thương mại trung bình cao nhất. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- Bảng 2. Đặc điểm của các cơng ty trong mẫu khảo sát Độ lệch Giá trị Giá trị Tiêu chí Trung bình chuẩn nhỏ nhất lớn nhất Số cơng ty trong ngành 22,08 17,03 74 Tổng tài sản (triệu đồng) 4.204.858 10.400.000 32.725 97.300.000 Lợi nhuận (triệu đồng) 348.529 1.197.030 -1.123.499 10.600.000 Nợ vay (triệu đồng) 1.134.619 3.176.021 30.000.000 Số năm hoạt động (năm) 17,97 9,47 59 GDP (%) 6,45 0,56 5,42 7,08 Cung TDTM (triệu đồng) 405.947 891.859 12,92 7.614.991 Nguồn: Tính tốn của nhĩm tác giả 4.2 Thảo luận Mối quan hệ giữa cạnh tranh và cung tín dụng thương mại của các doanh nghiệp trong giai đoạn 2013-2019 được kiểm định lần lượt qua hai phương pháp là ước lượng hiệu ứng cố định (FEM) và ước lượng hiệu ứng ngẫu nhiên (REM). Phương pháp này giúp đánh giá tác động chéo của yếu tố thời gian và khơng gian, phù hợp với dữ liệu bảng của nghiên cứu. Kết quả ước lượng cho thấy cả hai mơ hình FEM và REM đều cĩ ý nghĩa (Bảng 3). Tuy nhiên, kết quả kiểm định Hausman cho biết mơ hình FEM cho kết quả ước lượng tốt hơn mơ hình REM, ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cũng phù hợp với phương pháp chọn mẫu tồn bộ của nghiên cứu này. Do đĩ, ước lượng của mơ hình FEM được dùng để giải thích kết quả nghiên cứu. Theo số liệu ở Bảng 3, kết quả ước lượng từ mơ hình FEM cĩ hệ số xác định bên trong (R within) cĩ giá trị là 0,3890. Điều này chỉ ra rằng mơ hình giải thích được 38,90% sự biến động của lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty trong mẫu nghiên cứu. Kết quả cĩ hai biến cĩ ý nghĩa thống kê gồm là QUYMODN, LOINHUAN và GDP, tuy nhiên khơng cĩ bằng chứng về mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty Việt Nam trong nghiên cứu này. Thật vậy, biến CANHTRANH khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi quy của CANHTRANH âm nhưng khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Lý thuyết cho rằng cung tín dụng thương mại tạo điều kiện cho khách hàng kiểm tra chất lượng sản phẩm để thu hút khách hàng cĩ thể đúng với những cơng ty mới thành lập. Trong khi, các cơng ty cổ phần niêm yết ở Việt Nam phần lớn đã cĩ thời gian hoạt động dài trong ngành nên ít cĩ động cơ tạo điều kiện cho khách hàng kiểm tra chất lượng sản phẩm. Khơng chỉ do mức độ cạnh tranh của thị trường, lượng cung tín dụng thương mại cịn phụ thuộc vào sự sẵn lịng và khả năng của người bán (Huang & Li, 2018). Thật vậy, khi nguồn tài trợ từ tín dụng ngân hàng cịn hạn chế, dù khơng chịu nhiều sức ép từ cạnh tranh, nhiều cơng ty vẫn cĩ xu hướng cấp Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- nhiều tín dụng thương mại để hỗ trợ cho khách hàng của mình, đặc biệt là những khách hàng gặp khĩ khăn trong thanh tốn. Hơn nữa, tín dụng thương mại cịn cĩ thể giúp cơng ty giảm chi phí và quản lý tốt dịng tiền. Nĩi cách khác, cạnh tranh khơng phải là lý do để các cơng ty trong nghiên cứu này tăng hay giảm cung tín dụng thương mại. Bảng 3. Ảnh hưởng của cạnh tranh đến cung tín dụng thương mại β và giá trị của thống kê t Biến độc lập i Mơ hình FEM Mơ hình REM Hằng số -3,0218 -1,2957 (-3,33) (-1,96) CANHTRANH -0,01225 0,0017 (-0,87) (0,31) CANHTRANH 0,00008 0,00002 (0,81) (0,34) QUYMODN 1,1500 0,9931 (14,68) (17,06) LOINHUAN 0,0092* 0,0087* (1,81) (1,75) TDNH 0,0072 0,0083* (1,42) (1,68) TUOIDN 0,0081 0,0042 (0,59) (0,91) GDP 0,0111 0,0081 (0,26) (0,32) Hệ số xác định bên trong (R within ) 0,3890 0,3852 Giá trị của kiểm định F 43,01 Ý nghĩa của kiểm định F (Prob > F) 0,0000 Giá trị của kiểm định Wald (Wald χ 416,22 Ý nghĩa của kiểm định Wald (Prob> χ ) 0,0000 Kết quả kiểm định Hausman: χ (6) = 17,49, Prob > χ = 0.0145 Chú thích: *, , cĩ ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5%, 10%. Nguồn: Tính tốn của nhĩm tác giả Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- Để đưa ra kết quả hồi quy tốt nhất, nghiên cứu tiếp tục thực hiện kiểm định độ tương quan giữa các biến trong mơ hình và kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định tự tương quan cho thấy khơng cĩ tự tương quan giữa các biến đưa vào mơ hình (Prob > F = 0,8022) và kết quả chạy tương quan cũng cho thấy khơng cĩ sự tương quan giữa các biến trong mơ hình (hệ số tương quan đều dưới 0,5). Tuy nhiên, mơ hình cĩ hiện tượng phương sai sai số thay đổi (Prob> χ = 0,0000). Nghiên cứu khắc phục hạn chế này bằng cách thực hiện hồi quy mơ hình FEM với tác động cố định bằng sai số chuẩn điều chỉnh và cho kết quả như Bảng 4 dưới đây. Bảng 4. Kết quả hồi quy FEM bằng sai số chuẩn điều chỉnh Biến độc lập βi và giá trị của thống kê t Hằng số -3,0218 (-0,89) CANHTRANH -0,01225 (-0,63) CANHTRANH 0,00008 (0,56) QUYMODN 1,1500 (3,75) LOINHUAN 0,0092* (1,87) TDNH 0,0072 (1,04) TUOIDN 0,0081 (0,57) GDP 0,0111 (0,28) Hệ số xác định bên trong (R within ) 0,3890 Giá trị của kiểm định F Ý nghĩa của kiểm định F (Prob > F) 0,0000 hú thích: *, , cĩ ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5%, 10%. Nguồn: Tính tốn của nhĩm tác giả Mức độ ảnh hưởng của quy mơ và lợi nhuận đến lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty được đánh giá thơng qua hệ số hồi quy của các biến ở Bảng 4. Cụ thể, kết quả ước lượng từ mơ hình cho thấy các biến kiểm sốt như QUYMODN và Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- LOINHUAN cĩ ảnh hưởng tích cực đến lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty. Cụ thể, biến QUYMODN cĩ ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy quy mơ của cơng ty cĩ tác động tích cực tới lượng cung tín dụng thương mại, tương đồng với nghiên cứu của Khan & cộng sự (2020). Kết quả này cĩ thể được lý giải do các cơng ty lớn thì cĩ nhiều lợi thế hơn các cơng ty nhỏ trong cung tín dụng thương mại vì tiềm lực tài chính mạnh, khả năng huy động vốn cao và khả năng thanh khoản tốt hơn. Doanh nghiệp với quy mơ lớn, cĩ vị thế xã hội cao nên cĩ nhiều động cơ, sự sẵn lịng và khả năng tài chính để cung tín dụng thương mại nhằm cũng cố vị thế của mình (Huang & Li, 2018). Hệ số tương quan của biến LOINHUAN cĩ giá trị là 0,0092 và cĩ ý nghĩa thống kê ở mức 10% cho biết các cơng ty cĩ lợi nhuận cao cĩ xu hướng cung nhiều tín dụng thương mại hơn các cơng ty cĩ lợi nhuận thấp. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Sola & cộng sự (2013). Thật vậy, lợi nhuận cao thường đi đơi với chia sẻ khĩ khăn hiện tại với khách hàng giúp duy trì mối quan hệ thương mại lâu dài trong tương lai (Santos & Silva, 2014). Các cơng ty cĩ lợi nhuận cao thường cĩ thể sẽ cĩ nhiều tiền mặt nên sẽ sẵn lịng cung nhiều tín dụng thương mại cho khách hàng hơn. Hơn nữa, các cơng ty cĩ lợi nhuận cao sẽ tập chung nhiều hơn cho cung tín dụng thương mại khi so sánh lợi thế từ mỗi đồng doanh thu tăng thêm (Khan & cộng sự, 2020). Khác với QUYMODN và LOINHUAN trình bày ở trên, hệ số của biến TDNH, TUOIDN và GDP khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty cổ phần niêm yết ở Việt Nam phụ thuộc vào quy mơ và hiệu quả kinh doanh của cơng ty chứ khơng chịu ảnh hưởng nhiều bởi số tiền cơng ty vay được nhiều hay ít từ thị trường, số năm hoạt động hay tình trạng kinh tế vĩ mơ. Những cơng ty vay được số tiền lớn nhưng quy mơ nhỏ hoặc lợi nhuận cịn thấp thì cũng ít cĩ khả năng tăng cung tín dụng thương mại. 5. Kết luận Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại của các cơng ty. Bằng cách sử dụng phương pháp ước lượng FEM và REM với dữ liệu gồm 80 cơng ty trong giai đoạn 2013-2019, kết quả cho thấy khơng cĩ bằng chứng về mối quan hệ giữa lượng cung tín dụng thương mại của cơng ty và mức độ cạnh tranh của thị trường. Lý giải cho kết quả này cĩ thể một phần do đặc điểm của đối tượng nghiên cứu khi mà các cơng ty cổ phần niêm yết ở Việt Nam phần lớn đã cĩ thời gian hoạt động dài trong ngành nên ít cĩ động cơ tạo điều kiện cho khách hàng kiểm tra chất lượng sản phẩm. Hơn nữa, nhiều cơng ty vẫn cĩ xu hướng cấp nhiều tín dụng thương mại để hỗ trợ cho khách hàng của mình, đặc biệt là những khách hàng gặp khĩ khăn trong thanh tốn dù khơng chịu nhiều sức ép từ cạnh tranh. Ngồi ra, tín dụng thương mại cịn cĩ thể giúp cơng ty giảm Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- chi phí và quản lý tốt dịng tiền. Điều này cho thấy áp lực cạnh tranh khơng phải là lý do để các cơng ty trong nghiên cứu này tăng hay giảm cung tín dụng thương mại. Phù hợp với các nghiên cứu trước đĩ, bằng chứng từ nghiên cứu này đã chỉ ra rằng, lượng cung tín dụng thương mại bị tác động bởi quy mơ cơng ty và lợi nhuận kinh doanh của cơng ty. Trong đĩ, quy mơ và lợi nhuận kinh doanh cĩ tác động tích cực đến lượng cung tín dụng thương mại, đúng theo kỳ vọng và phù hợp với các nghiên cứu trước. Kết quả nghiên cứu hàm ý việc tạo điều kiện cho các doanh nghiệp tăng quy mơ, hiệu quả kinh doanh sẽ gĩp phần thúc đẩy lượng cung tín dụng thương mại cho nền kinh tế. Tín dụng thương mại khơng chỉ là phương tiện của quản lý doanh nghiệp mà cịn là một hình thức tài trợ phi chính thức với nhiều ưu điểm cĩ thể giúp giảm bớt các hạn chế tài chính của doanh nghiệp, nâng cao hiệu quả phân bổ tín dụng và thúc đẩy tăng trưởng đầu tư. Một trong những hạn chế của nghiên cứu là chưa tiếp cận được nguồn thơng tin về các điều khoản tín dụng thương mại để cho thấy bức tranh đầy đủ hơn về chính sách tín dụng thương mại của các cơng ty. Nghiên cứu cũng chỉ dừng lại ở các cơng ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh và tập trung nghiên cứu ở 4 nhĩm ngành gồm hàng tiêu dùng thiết yếu, cơng nghệ thơng tin, hàng tiêu dùng và cơng nghiệp. Nghiên cứu cũng chưa đi sâu kiểm định cĩ hay khơng sự khác biệt về mối quan hệ giữa mức độ cạnh tranh thị trường và lượng cung tín dụng thương mại giữa các nhĩm ngành. Đây cũng là gợi ý cho các nghiên cứu tiếp sau. Tài liệu tham khảo Ahmed, J., Xiaofeng, H. & Khalid, J. (2014), “Determinants of trade credit: the case of a developing economy”, European Reseacher, Vol. 83, pp. 1694 - 1706. Atanasova, C.V. & Wilson, N. (2003), “Bank borrowing constraints and the demand for trade credit: evidence from panel data”, Managerial and Decision Economics, Vol. 24, pp. 503 - 514. Burkart, M. & Ellingsen, T. (2004), “In-kind nance: a theory of trade credit”, American Economic Review, Vol. 94 No. 3, pp. 569 - 590. Cheng, N.S. & Pike, R. (2003), “The trade credit decision: evidence of UK rms”, Managerial and Decision Economics, Vol. 24, pp. 419 - 438. Coleman, S. (2005), “Free and costly trade credit: a comparison of small rms”, The Journal of Entrepreneurial Finance & Business Ventures, Vol. 10 No. 1, pp. 75 - 101. Cuđat, V. (2007), “Trade credit: suppliers as debt collector and insurance providers”, Review of Financial Studies, Vol. 20, pp. 491 - 527. Fabbri, B. & Klapper, L.F. (2016), “Bargaining power and trade credit”, Journal of Corporate Finance, Vol. 41, pp. 66 - 80. Fisman, R. & Raturi, M. (2004), “Does competition encourage credit provision? evidence from African trade credit relationships”, Review of Economics and Statistics, Vol. 86, pp. 345 - 352. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
- Horen, V.N. (2005), “Trade credit as a competitiveness tool: evidence from developing countries”, MPRA Paper No. 2792, abstract_id=562410, truy cập ngày 15/05/2019. Huang, H. & Li, R. (2018). “Investor sentiment, market competition and trade credit supply”, China Finance Review Internation, Vol. 9 No. 2, pp. 284 - 306. Hyndman, K. & Serio. G. (2010), “Competition and inter- rm credit: theory and evidence from- level data in Indonesia”, Journal of Development Economics, Vol. 93, pp. 88 - 108. Khan, M.A., Wajidi, F.A. & Batool, F. (2020), “Determinants of trade credit supply for the listed non- nancial rms of Pakistan”, New Horizons, Vol. 14 No. 2, pp. 141 - 158. Long, M.S., Malitz, I.B. & Ravid, S.A. (1993), “Trade credit, quality guarantee, and product marketability”, Financial Management, Vol. 22 No. 4, pp. 117 - 127. Martinez-Sola, C., García-Teruel, P.J. & Martinez-Solano, P. (2012), “Corporate cash holding and rm value”, Applied Economics, Vol. 45 No. 2, pp. 161 - 170. McMillan, J. & Woodru , C. (1999), “Inter rm relationships and informal credit in Vietnam”, Quarterly Journal of Economic, Vol. 114 No. 4, pp. 1285 - 1320. Paul, S. & Wilson, N. (2006), “Trade credit supply: an empirical investigation of companies level data”, Journal of Accounting, Business and Management, Vol. 13, pp. 85 - 113. Petersen, M.A. & Rajan, R.G. (1997), “Trade credit: theories and evidence”, The Review of Financial Studies, Vol. 10 No. 3, pp. 661 - 691. Santos, J. & Silva, A. (2014), “The determinants of trade credit: a study of Portuguese industrial companies”, International Journal of Financial Research, Vol. 5 No. 4, pp. 128 - 138. Smith, J.K. (1987), “Trade credit and informational asymmetry”, Journal of Finance, Vol. 62 No. 4, pp. 863 - 872. Sola, C.M., Teruel, P.J.G. & Solano, P.M. (2013), “Trade credit policy and rm value”, Accounting & Finance, Vol. 53 No. 3, pp. 791 - 808. Zhang, R. (2020), “Trade credit, cash holdings, and product market competition”, The Quarterly Review of Economics and Finance, Vol. 78, pp 132 - 146. Wilner, B. (2000), “The exploitation of relationships in nancial distress: the case of trade credit”, The Journal of Finance, Vol. 55 No. 1, pp. 153 - 178. Wilson, N. & Summers, B. (2002), “An empirical investigation of trade credit demand”, International Journal of the Economics of Business, Vol. 19, pp 257 - 270. Wu, H.M., Wang, J. & Mai, S. (2017), “Diversi cation, bank credit and trade credit o ering - the e ect of nancing constraints and economic cycle”, Management Review, Vol. 10, pp. 223 - 233. Tạp chí Quản lý và Kinh tế quốc tế, số 140 (09/2021)
