Các nhân tố quyết định khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán niêm yết tại Việt Nam

Nội dung text: Các nhân tố quyết định khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán niêm yết tại Việt Nam

1. CÁC NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC CÔNG TY CHỨNG KHOÁN NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM PGS.TS. Phạm Thế Anh1, ThS. Lê Thị Bích Vân2 Tóm tắt: Bài báo này sử dụng bảng dữ liệu mảng cân bằng của 23 công ty chứng khoán niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 để nghiên cứu các nhân tố quyết định đến khả năng sinh lời của chúng. Kết quả chỉ ra rằng, quy mô tài sản, thị phần và quy mô thị trường là các biến có tác động tích cực tới khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. Ngược lại, chi phí hoạt động và mức độ tập trung ngành có vẻ như là các biến có tác động tiêu cực. Trong khi đó, ở cấp độ vĩ mô, sự mở rộng tiền tệ sẽ làm tăng, trong khi sự gia tăng lạm phát và lãi suất lại làm giảm khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. Ngoài ra, chúng tôi chưa tìm thấy bằng chứng rõ ràng về tác động tích cực của tỷ lệ an toàn vốn hay tăng trưởng kinh tế đối với khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Từ khóa: khả năng sinh lời; công ty chứng khoán; các nhân tố quyết định. THE DETERMINANTS OF THE PROFITABILITY OF LISTED SECURITIES COMPANIES IN VIETNAM Abstract: This paper uses the balanced panel data of 23 securities companies listed on the Vietnamese stock market for the period 2009–2018 to study the determinants of their profitability. The results show that asset size, market share and market cap are variables that have a positive impact on the profitability of securities firms. In contrast, operating costs and industry concentration appear to have a negative impact. Meanwhile, at the macro level, monetary expansion will increase, while higher inflation and interest rates reduces the profitability of securities firms. In addition, we have not found clear evidence of the positive effect of capital adequacy ratio or economic growth on the profitability of securities firms. Keywords: profitability; securities companies; determinants. 1. GIỚI THIỆU Các nghiên cứu về khả năng sinh lời trở thành một mối quan tâm trong lĩnh vực tài chính doanh nghiệp khoảng hơn bốn thập kỷ gần đây khi ngày càng có nhiều ngành khó vượt qua các cuộc khủng hoảng tài chính tại các quốc gia khác nhau. Các ngành càng rủi ro cao như ngành tài chính thì càng dễ tổn thương khi gặp khủng hoảng. Một số nghiên cứu điển hình ban đầu trong lĩnh vực này bao gồm Short (1979), Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Demirgüç-Kunt và Huizinga (1999). Sau này, các nghiên cứu được phân chia dưới nhiều góc độ khác nhau theo các nhóm nhân tố ảnh hưởng như Athanasoglou và cộng sự (2008), García-Herrero và cộng sự (2009), Dietrich và Wanzenriedb (2014), Tan (2016); theo bối cảnh thị trường (thị trường mới nổi, thị trường cận biên hay thị trường phát triển) như Mirzaei và cộng sự (2013), Phan và cộng sự (2016), Djalilov và Piesse (2016), Mamatzakis và Bermpei (2014); hoặc theo giai đoạn của nền kinh tế (khủng hoảng hay tăng trưởng) như nghiên cứu của Albertazzi và Gambacorta (2009), Caporal và cộng sự (2017), v.v. 1 Trường Đại học Kinh tế Quốc dân; Email: pham.theanh@neu.edu.vn 2 Trường Đại học Hải Phòng 951
2. 952 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI Hầu hết các nghiên cứu kể trên tập trung chủ yếu vào khả năng sinh lời của các tổ chức ngân hàng hoặc các tổ chức bảo hiểm mà thiếu vắng các nghiên cứu tượng tự đối với công ty chứng khoán hoặc/và ngân hàng đầu tư. Do vậy nghiên cứu về khả năng sinh lời của công ty chứng khoán góp phần hoàn thiện và bổ sung các bằng chứng thực nghiệm về vấn đề này đối với các tổ chức tài chính tại Việt Nam. Đồng thời, chúng tôi kỳ vọng kết quả nghiên cứu sẽ là những gợi ý cho các công ty chứng khoán trong việc gia tăng khả năng sinh lời, giúp hoạt động của công ty chứng khoán minh bạch, hiệu quả, góp phần vào quá trình phát triển của thị trường chứng khoán. Tương tự như các nghiên cứu trước đây trên thế giới, trong bài báo này, chúng tôi chia các nhân tố dự kiến ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán tại Việt Nam thành ba nhóm gồm các nhân tố đặc thù của công ty chứng khoán, các nhân tố đặc điểm ngành và các nhân tố kinh tế vĩ mô. Chúng tôi cố gắng tìm hiểu xem liệu tác động của các nhóm nhân tố này có tương tự như với các nghiên cứu tại các tổ chức tài chính khác hay không và nguyên nhân của những khác biệt này là gì. Kết cấu phần còn lại của bài báo như sau: Phần 2: tổng quan nghiên cứu, phần 2: mô tả phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu. Sau đó, kết quả nghiên cứu và thảo luận kết quả nghiên cứu sẽ được trình bày trong phần 4. Cuối cùng, phần 5 sẽ rút ra một số kết luận chính. 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU Theo lý thuyết về tính kinh tế của quy mô, các tổ chức quy mô lớn hơn có thể tận dụng được lợi thế về quy mô để cung cấp dịch vụ cho khách hàng tại các mức chi phí thấp hơn vì vậy họ sẽ kiếm được lợi nhuận nhiều hơn. Vì vậy quy mô thường được sử dụng như một yếu tố nội bộ để giải thích sự biến động của khả năng sinh lời. Ảnh hưởng của quy mô là không đồng nhất giữa các nghiên cứu. Ảnh hưởng cùng chiều của quy mô đến khả năng sinh lời được tìm thấy trong nghiên cứu của Petriaa và các cộng sự (2015), Guille´n và cộng sự (2014), Ahamed (2017), Phan và cộng sự (2016), Bucevska và Misheva (2017), Hoffmann (2016), Bouzgarrou và cộng sự (2017). Ở chiều ngược lại, các nghiên cứu của Tan (2016), Mirzaei và cộng sự (2013), Bouzgarrou và cộng sự (2018) cho thấy khi quy mô càng tăng thì khả năng sinh lời càng giảm. Một số nghiên cứu của Djalilov và Piesse (2016), Westman (2011), Athanasoglou và cộng sự (2008) không tìm thấy một mối quan hệ nào giữa chúng. Bên cạnh đó, bằng chứng về mối quan hệ âm giữa hiệu quả chi phí với khả năng sinh lời của các tổ chức tài chính được tìm thấy trong hầu hết các nghiên cứu kể trên ngoại trừ Tan (2016). Tác động thuận chiều được giải thích phù hợp với lý thuyết tiền lương hiệu quả, nghĩa là phần lớn chi phí hoạt động được chi trả cho lương nhân viên, mức lương cao hơn sẽ cải thiện đáng kể năng suất của nhân viên, điều này dẫn đến khả năng sinh lời của ngân hàng tăng nhanh hơn so với tốc độ tăng của chi phí. Mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu và lợi nhuận vẫn gây nhiều tranh cãi. Các nghiên cứu theo quan điểm truyền thống cho rằng tỷ lệ vốn chủ trên tài sản cao hơn sẽ làm tăng chi phí tài trợ và do đó dẫn đến làm giảm lợi nhuận điển hình là García- Herrero và cộng sự (2009). Saona (2016) phát hiện ra mối quan hệ hình chữ U ngược giữa lợi nhuận với tỉ lệ vốn chủ theo lập luận tỷ lệ vốn cao hơn liên quan đến tính linh hoạt cao hơn để tận dụng lợi thế cơ hội kinh doanh mới, chủ yếu trong các thị trường mới nổi. Tuy nhiên, khi tỷ lệ vốn tăng đáng kể, các ngân hàng không chấp nhận lợi thế của nợ để tài trợ cho các lựa chọn tăng trưởng trong tương lai và giá trị công ty lúc này sẽ bị giảm dần do đó lợi nhuận
3. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 953 cũng giảm theo. Ngược lại, hầu hết các nghiên cứu khác đều tìm thấy mối quan hệ dương giữa an toàn vốn với khả năng sinh lời tại các tổ chức tài chính điển hình như Athanasoglou và cộng sự (2008). Một số nghiên cứu đã đưa biến tập trung thị trường (HHI- Herfindahl-Hirschman Index) vào mô hình hồi quy để cố gắng tìm ra các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ này nhưng kết quả cho thấy không có ý nghĩa thống kê như Dietrich và Wanzenried (2010), Tan (2016), Djalilov và cộng sự (2016). Ngược lại, Petriaa và cộng sự (2013), Mirzaei và cộng sự (2013) tìm thấy mối quan hệ âm hay Hoffmann (2016) chứng minh mối quan hệ dương trong các nghiên cứu tương tự. Đối với các nhân tố kinh tế vĩ mô, các biến thường được đưa vào mô hình là tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suất hoặc cung tiền. Tác động của lạm phát đối với lợi nhuận của ngân hàng được kiểm tra lần đầu bởi Revell (1979) và được nghiên cứu thêm bởi Perry (1992) (trong Tan, 2016). Cả hai đều cho rằng hiệu quả phụ thuộc vào việc liệu lạm phát được dự báo hay không lường trước được. Nếu tỷ lệ lạm phát được dự đoán đầy đủ, các ngân hàng thay đổi lãi suất hoặc quản lý chi phí hoạt động phù hợp để thực hiện doanh thu tăng nhanh hơn chi phí, dẫn đến lợi nhuận cao hơn, trong khi nếu lạm phát không được dự đoán đầy đủ, các khoản lỗ sẽ được tích lũy, dẫn đến giảm lợi nhuận ngân hàng. Tan (2016) khẳng định ảnh hưởng của lạm phát đến lợi nhuận ngân hàng phụ thuộc vào việc liệu chi phí hoạt động có tăng nhanh hơn so với lạm phát hay không, do đó không có kỳ vọng trước về ảnh hưởng của lạm phát đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Quan điểm này đồng thuận với Athanasoglou và cộng sự (2008) khi các tác giả cho rằng mối quan hệ giữa lạm phát kỳ vọng (hoặc lãi suất dài hạn, kết hợp lạm phát kỳ vọng) và khả năng sinh lời là mơ hồ. Athanasoglou và cộng sự (2008) đã dự báo lạm phát theo lạm phát hiện tại kết hợp với lãi suất dài hạn được đo bằng trái phiếu chính phủ 10 năm để nghiên cứu về các ngân hàng Hy Lạp giai đoạn 1985-2001. Trong nền kinh tế Hy Lạp, lạm phát CPI và lượng trái phiếu 10 năm tương đối cao cho đến năm 1990, nhưng sau đó bắt đầu giảm phát, kéo dài cho đến khi kết thúc thời gian nghiên cứu. Kết quả chỉ ra lạm phát kỳ vọng có tác động đáng kể và tích cực đến khả năng sinh lợi do khả năng quản lý của các ngân hàng Hy Lạp đối với mức lạm phát trong tương lai và lãi suất đã được điều chỉnh phù hợp để đạt được mức lợi nhuận cao hơn. Điều này cũng có thể được giải thích từ việc bất cân xứng thông tin giữa khách hàng và các nhà quản lý dẫn đến việc các ngân hàng phản ứng kịp thời trước sự biến động của lãi suất. Mối quan hệ tích cực giữa khả năng sinh lời của ngân hàng và lạm phát cũng được giải thích căn cứ vào thực tế là lãi suất tiền gửi ngân hàng giảm với tốc độ nhanh hơn lãi suất cho vay. Hầu hết các nghiên cứu sau này cũng chứng minh mối quan hệ tương tự giữa lạm phát và khả năng sinh lời tại các tổ chức tài chính. Bên cạnh đó, theo Athanasoglou và cộng sự (2008), tăng trưởng GDP có biến động thuận chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng, có thể là do tăng tỷ lệ cho vay. Tuy nhiên, mức độ hoạt động kinh tế cũng ảnh hưởng đến việc cung cấp tiền, tức là tiền gửi, và nếu nguồn cung tiền gửi sụt giảm do sự gia tăng tiêu dùng, tác động trên có thể trở nên tiêu cực. Mirzaei và cộng sự (2013) phát hiện tác động của tăng trưởng GDP đến khả năng sinh lời ngân hàng là tích cực cho các nền kinh tế tiên tiến: tăng trưởng GDP cao có liên quan đến lợi nhuận cao hơn khi ngân hàng tăng trưởng. Khi xem xét các loại ngân hàng cụ thể, tác giả phát hiện rằng ngân hàng đầu tư đạt ROA cao hơn so với các ngân hàng thương mại cho cả hai loại nền kinh
4. 954 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI tế. Ngân hàng Hồi giáo có triển vọng sinh lời nhiều hơn ngân hàng thương mại khi lợi nhuận được đo bằng ROE. Các ngân hàng thương mại ở các nước tiên tiến kiếm được lợi nhuận tốt hơn khi so sánh với các loại ngân hàng khác, ngoại trừ ngân hàng đầu tư. Caporale và cộng sự (2017) đã nghiên cứu tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đối với 76 ngân hàng nước ngoài và 46 ngân hàng trong nước từ 17 quốc gia ở khu vực Trung Đông và Bắc Phi giai đoạn 2000-2012. Kết quả cho thấy GDP có tác động cùng chiều và đáng kể đến khả năng sinh lời đối với các ngân hàng trong nước, trong khi không có tác động nào được tìm thấy với các ngân hàng nước ngoài. Tan (2016) phát hiện GDP có tác động đáng kể và tích cực lên khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại Trung Quốc, điều này có thể được giải thích bởi thực tế là nhu cầu cho vay tăng lên trong giai đoạn bùng nổ kinh tế, dẫn đến sự cải thiện về khả năng sinh lời của ngân hàng. Các phát hiện tương tự cũng đã được tìm thấy trong các nghiên cứu của Petriaa và cộng sự (2015), Guille´n và cộng sự (2014), Albertazzi và Gambacorta (2009). 3. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 3.1. Phương pháp nghiên cứu Tương tự các phân tích định lượng trước đây về các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các tổ chức tài chính như Iannotta (2007), Athanasoglou và cộng sự (2008), García- Herrero và cộng sự (2009), Mirzaei và cộng sự (2013), Dietrich và Wanzenriedb (2014), Tan (2016), trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng tỷ suất sinh lời của tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lời của vốn chủ sở hữu (ROE) là biến phụ thuộc đại diện cho khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. ROA, ROE được tính lần lượt bằng tỷ số giữa lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản và lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Trong đó, các biến giải thích được chia thành ba nhóm bao gồm: (1) nhóm các biến đặc thù của công ty chứng khoán gồm quy mô công ty, tỷ lệ an toàn vốn, hiệu quả quản lý chi phí/hiệu quả hoạt động, thị phần công ty; (2) nhóm các biến đặc điểm ngành kinh doanh gồm phát triển thị trường chứng khoán, tập trung/cạnh tranh ngành và (3) nhóm các biến thuộc về điều kiện kinh tế vĩ mô gồm tăng trưởng tín dụng, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát. Tên gọi, thước đo và định nghĩa các biến thể hiện trong phụ lục (Bảng A1). Ngoài các biến giải thích ở trên, chúng tôi đưa thêm biến trễ 1 kỳ của biến phụ thuộc nhằm xem xét tính động của mô hình và biến quy mô bình phương nhằm trả lời câu hỏi liệu có tồn tại quan hệ phi tuyến giữa quy mô công ty và khả năng sinh lời công ty chứng khoán hay không (Athanasoglou và cộng sự, 2008; Eichengreen và Gibson, 2001). Cụ thể, phương trình hồi quy được mô tả như sau: 2 Profit = α + β1Prof(i,t-1) + β2Sizeit + β3Sizeit + β4CAit + β5OEit+ β6MSit + β7HHIit + β8MarCapit + β9 GDPgrit+ β10Infit + β11CreGrit + εit Trong đó: i = 1,2, , N và t = 1,2, , T với N và T lần lượt là số lượng các công ty chứng khoán và số năm nghiên cứu; Profit là các biến phụ thuộc phản ánh khả năng sinh lời của công ty chứng khoán đo bằng ROA và ROE của công ty trong năm t; Sizeit, CAit, OEit, MSit lần lượt là các biến phản ánh quy mô công ty, tỷ lệ an toàn vốn, hiệu quả hoạt động, thị phần của công ty trong năm t;
5. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 955 HHIit, MarCapit, GDPgrit, Infit, CreGrit lần lượt là các biến phản ánh tập trung thị trường, phát triển thị trường chứng khoán, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng tín dụng năm t; β1, β2, , β11 là các hệ số ước lượng, giải thích tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc; là hệ số chặn; là sai số thống kê. Khái niệm và đo lường các biến được trình bày trong Phụ lục A1. Nghiên cứu về cơ bản sẽ được thực hiện theo trình tự sau: (1) Ước lượng phương trình theo phương pháp PLS (Panel Least Square); (2) Dùng kiểm định Lagrange Multiplier (Lagrange Multiplier Tests for Random Effects) để lựa chọn PLS hay REM; (3) Dùng kiểm định Hausman để lựa chọn FEM/REM. 3.2. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu để tính toán các biến công ty thu thập từ các báo cáo tài chính có kiểm toán của tất cả các công ty chứng khoán niêm yết (23 công ty) trên các Sở giao dịch chứng khoán tập trung tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2018. Chúng tôi lựa chọn thời gian nghiên cứu như trên vì cho rằng khoảng thời gian này phản ánh đầy đủ một chu kỳ biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam. Các báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty được công bố trên website công ty (mục quan hệ cổ đông), chúng tôi kiểm tra độ tin cậy của những số liệu này bằng cách so sánh chúng với các công bố tại các website của Ủy ban chứng khoán Nhà nước, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Đối với dữ liệu để tính toán các biến kinh tế vĩ mô hoặc biến đặc trưng của ngành, chúng tôi thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và Ngân hàng Thế giới. Thống kê mô tả các biến trong giai đoạn nghiên cứu 2009-2018 được trình bày trong Phụ lục A2. Giá trị trung bình của ROA và ROE lần lượt là khoảng 2,9% và 4,8%/năm. Quy mô tài sản có sự biến động tương đối lớn với độ lệch chuẩn là 1,22, chứng tỏ có sự chênh lệch tương đối về quy mô tài sản của các công ty chứng khoán. Tỷ lệ an toàn vốn có giá trị trung bình đạt 0,64 cho biết trung bình vốn chủ sở hữu của các công ty chứng khoán chiếm 64% so với tổng tài sản. Hiệu quả sử dụng chi phí có giá trị trung bình đạt 0,96 cho biết để đạt được 100 đồng thu nhập, công ty chứng khoán phải chi ra trung bình 96 đồng chi phí. Giá trị của biến này cao nhất đạt 19,76 và thấp nhất là -0,22 (đây là trường hợp thu nhập của công ty âm), số liệu này cho thấy để vận hành hoạt động, các công ty chứng khoán trang trải chi phí rất lớn trong tổng thu nhập. Thị phần của công ty chứng khoán có chênh lệch rất lớn giữa các công ty qua các năm với giá trị thấp nhất là 0,03 và cao nhất đạt 27,17%. Mức độ tập trung thị trường đạt cao nhất năm 2016 và thấp nhất năm 2009 thể hiện qua chỉ số HHI lần lượt là 1.243,7 và 892. Phát triển thị trường chứng khoán ở mức thấp và có sự chênh lệch lớn khi mức thấp nhất chỉ đạt 19,2% và mức cao nhất đạt gần 60%. Tăng trưởng GDP tương đối ổn định trong giai đoạn nghiên cứu, ngược lại là tỷ lệ lạm phát với mức giao động từ 0,88% đến 18,68% và tăng trưởng tín dụng với mức giao động là 8,9% đến 37,5%. Để kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình, chúng tôi tính hệ số tương quan giữa các cặp biến. Hầu hết các kết quả ở mức chấp nhận được ngoại trừ
6. 956 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI cặp biến thị phần công ty và quy mô công ty với hệ số tương quan đạt 0,81. Hệ số phóng đại phương sai (variance inflation factor – VIF) của các biến hầu hết nhỏ hơn 2 ngoại trừ VIF của các biến quy mô, thị phần công ty, vốn hóa thị trường chứng khoán, tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng kinh tế nằm trong khoảng từ 2 đến 5. Điều này có nghĩa là mức độ đa cộng tuyến giữa các biến là không đủ nghiêm trọng và có thể chấp nhận được. 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN Ban đầu, phương trình (1) được ước lượng theo phương pháp PLS (Panel Least Square). Tiếp theo, để xác định xem có tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên hay không, kiểm định Lagrange Multiplier (Lagrange Multiplier Tests for Random Effects) sẽ được thực hiện. Kết quả kiểm định này gợi ý tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên theo đơn vị chéo, nhưng không tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên theo thời gian (Bảng 3). Do vậy, việc ước lượng mô hình với hiệu ứng ngẫu nhiên theo đơn vị chéo (random effects model-REM) là phù hợp hơn so với PLS. Tiếp theo, để lựa chọn giữa REM và mô hình hiệu ứng cố định (fixed effects model-FEM), chúng tôi dùng kiểm định Hausman (Bảng 4). Kết quả cho thấy REM không thể bị bác bỏ ở các mức ý nghĩa thống kê truyền thống. Cuối cùng, để kiểm tra xem có nên đưa hiệu ứng cố định vào mô hình hay không chúng tôi thực hiện hồi quy FEM sau đó tiến hành kiểm định loại bỏ hiệu ứng cố định (redundant fixed effects). Kết quả của kiểm định này chỉ ra rằng chưa đủ cơ sở để bác bỏ FEM (Bảng 5). Như vậy, các gợi ý lựa chọn mô hình là tương đối hỗn hợp. Trong tất cả các hồi quy, để đảm bảo các ước lượng là vững, chúng tôi đều xử lý vấn đề phương sai sai số thay đổi bằng cách lựa chọn ước lượng ma trận hiệp phương sai White (White cross-section). Kết quả hồi quy của REM và FEM với cả ROA và ROE (ký hiệu từ hồi quy (1) tới hồi quy (4)) được trình bày trong Bảng 1. Nhìn chung, kết quả ước lượng theo phương pháp REM và FEM là khá tương đồng nhau, đặc biệt là ở phương trình hồi quy với ROA. Cụ thể, chúng tôi hầu như không tìm thấy bằng chứng về tính động của khả năng sinh lời (phản ánh qua biến trễ). Thậm chí, dấu của hệ số của biến trễ còn mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê trong phương trình hồi quy với ROE theo phương pháp FEM (hồi quy (4)). Điều này hàm ý lợi nhuận của các công ty chứng khoán trong mẫu nghiên cứu thay đổi khá thất thường qua các năm, trái ngược với các bằng chứng thực nghiệm phát hiện bởi Athanasoglou và cộng sự (2005) hay Djalilov và Piesse (2016) về tính ì (persistance) của khả năng sinh lời của các ngân hàng ở cả các nước phát triển và các nền kinh tế đang chuyển đổi. Trong khi đó, Goddard và cộng sự (2004) lại cho kết quả khá khác nhau về tính động của khả năng sinh lời của khu vực ngân hàng giữa các nền kinh tế châu Âu. Bảng 1: Kết quả hồi quy REM FEM BIẾN GIẢI THÍCH ROA ROE ROA ROE (1) (2) (3) (4) ROA(-1) 0.019732 -0.036508 (0.039096) (0.039746) ROE(-1) -0.066855 -0.133770 (0.071841) (0.029252) Size 0.408548 0.252724 0.386503 0.415215
7. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 957 (0.114570) (0.648421) (0.176152) (0.299973) Size^2 -0.007544 -0.004713 -0.006565 -0.006859 (0.002081) (0.011716) (0.003161) (0.005349) CA 0.033982 0.058495 0.085822 0.040949 (0.027268) (0.081940) (0.023988) (0.043433) OE -0.020737 -0.052380 -0.024018 -0.088231 (0.007923) (0.031768) (0.003420) (0.006971) MS 0.006483 0.009831 0.004706 0.006909 (0.001218) (0.002933) (0.001511) (0.002196) HHI -8.98E-05* -9.83E-05 -5.81E-05* -1.29E-05 (4.62E-05) (8.38E-05) (3.36E-05) (5.57E-05) MarCap 0.001765 0.002414* 0.001153 0.000854 (0.000690) (0.001239) (0.000376) (0.000598) GDPGr -0.017254 -0.008560 -0.016735 -0.007596 (0.007551) (0.021832) (0.006443) (0.010157) Inf -0.005032 -0.008487 -0.003249 -0.004516 (0.000984) (0.002268) (0.000640) (0.001046) CreGr 0.001371 0.003256 0.001297 0.002157 (0.000264) (0.000643) (0.000308) (0.000508) Hằng số -5.371433 -3.289754 -5.560032 -6.129032 (1.610394) (9.018347) (2.464625) (4.218367) Số quan sát 230 230 230 230 R-squared 0.362029 0.402319 0.694651 0.780413 Ghi chú: Trong ngoặc là sai số chuẩn; p<0.01, p<0.05, * p<0.1 Nguồn: Tính toán của các tác giả từ phần mềm Eviews Quy mô công ty (Size) được đo bằng log của tổng tài sản có tác động cùng chiều với khả năng sinh lời nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê trong các hồi quy với ROA. Kết quả này có thể được giải thích bằng việc các công ty chứng khoán có quy mô tài sản lớn sẽ có điều kiện để đa dạng hóa danh mục đầu tư, có nhiều nguồn lực để đầu tư vào nhân lực và công nghệ. Bên cạnh đó quy mô lớn có thể giúp các công ty gia tăng sức mạnh thị trường thông qua hình ảnh thương hiệu, từ đó thu được nhiều lợi nhuận hơn từ việc thực thi quyền lực thị trường. Đặc biệt, hệ số ước lượng của biến size^2 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy tốc độ tăng của khả năng sinh lời sẽ giảm dần theo quy mô công ty, và khi quy mô tăng vượt quá một ngưỡng nào đó thì khả năng sinh lời có thể sẽ giảm. Mối quan hệ này có thể được giải thích bởi đặc tính năng suất biên giảm dần của vốn (tài sản). Ngoài ra, những công ty có quy mô quá lớn có thể gặp phải các vấn đề về tính quan liêu, sự cứng nhắc và chi phí quản lý lớn do bộ máy cồng kềnh. Nhìn chung kết quả về mối quan hệ giữa quy mô với khả năng sinh lời của công ty chứng khoán tương đối đồng nhất với các nghiên cứu tương tự với các tổ chức tài chính như các ngân hàng thương mại (Goddard và cộng sự, 2004; García- Herrero và cộng sự, 2009) hay các công ty bảo hiểm (Malik, 2011). Bên cạnh đó, hệ số ước lượng của biến CA (tỷ lệ an toàn vốn) đều mang dấu dương ở cả hai phương pháp ước lượng tuy nhiên lại không có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa truyền thống, ngoại trừ trong hồi quy (3). Kết quả này cho thấy bằng chứng không chắc chắn về mối quan hệ cùng chiều giữa khả năng sinh lời với tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản của các công ty chứng khoán. Để đủ điều kiện thực hiện đầy đủ các nghiệp vụ, công ty chứng khoán
8. 958 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI phải tuân thủ quy định về mức vốn pháp định và phải duy trì tỷ lệ an toàn vốn theo quy định của pháp luật. Thông thường, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản càng cao, công ty càng có nhiều khả năng tham gia vào các lĩnh vực kinh doanh khác nhau. Bên cạnh đó với mức vốn chủ cao, các công ty chứng khoán có khả năng chống đỡ với rủi ro tốt hơn, đặc biệt là với hoạt động rủi ro cao như tự doanh chứng khoán hoặc khi thị trường có những biến động lớn hoặc cú sốc tài chính. Vốn chủ sở hữu cao cũng là một tín hiệu quan trọng giúp các công ty chứng khoán nâng cao độ tin cậy và uy tín của mình, giúp công ty có cơ hội gia tăng các khoản vay khi điều kiện thị trường thuận lợi, mở rộng nhiều cơ hội kinh doanh. Tuy nhiên, kết quả phân tích thực nghiệm chưa khẳng định rõ ràng mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa tỷ lệ an toàn vốn và khả năng sinh lời của các công ty trong mẫu nghiên cứu. Kết quả này là không đồng nhất với các nghiên cứu của Goddard và cộng sự (2004), Athanasoglou và cộng sự (2008), Mirzaei và cộng sự (2013) Djalilov và Piesse (2016), tuy nhiên lại khá giống với những phát hiện bởi García-Herrero và cộng sự (2009) đối với khu vực ngân hàng của Trung Quốc. Biến OE phản ánh hiệu quả sử dụng chi phí (đo lường bằng chi phí/tổng thu nhập) có hệ số ước lượng mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ở hầu hết các hồi quy. Nói cách khác khi giá trị của biến này tăng sẽ làm cho ROA và ROE giảm. Tương tự như các tổ chức tài chính khác, chi phí tiền lương thường chiếm tỷ trọng lớn nhất (giao động 25-30%) trong tổng chi phí hoạt động của một công ty chứng khoán, vì vậy nếu OE tăng mà làm giảm ROA hoặc ROE thì điều đó có thể hàm ý năng suất lao động tại các công ty chứng khoán chưa tăng tương xứng với chi phí tiền lương. Phát hiện này là đi ngược với lý thuyết tiền lương hiệu quả khi lý thuyết này cho rằng việc chi trả tiền lương cao hơn sẽ giúp tăng năng suất và sự nỗ lực của người lao động, do đó có khả năng cải thiện khả năng sinh lời của công ty. Kết quả này là phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây về khả năng sinh lời trong các tổ chức tài chính, điển hình như Athanasoglou và các cộng sự (2008), García-Herrero và các cộng sự (2009), Olson và Zoubi (2011), Mirzaei và các cộng sự (2013), ngoại trừ Tan (2016). Kết quả này cũng gợi ý rằng việc kiểm soát tốt chi phí, hay quản lý hiệu quả chi phí, sẽ giúp gia tăng khả năng sinh lời cho các công ty chứng khoán. Biến phản ánh thị phần của công ty chứng khoán, được tính bằng tỷ lệ % tổng doanh thu của công ty chứng khoán so với tổng doanh thu toàn thị trường, có tác động cùng chiều với các biến phản ánh khả năng sinh lời và đều có mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả này hàm ý rằng muốn tăng khả năng sinh lời, các công ty chứng khoán cần gia tăng thị phần của mình. Trong khi đó, hệ số ước lượng của biến phản ánh mức độ tập trung ngành (HHI) lại mang dấu âm trong tất cả các hồi quy nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 10% với các hồi quy của ROA. Kết quả này có thể hàm ý rằng khi tập trung ngành tăng thì sẽ làm giảm khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Nói cách khác, thị trường càng cạnh tranh thì khả năng sinh lời của công ty chứng khoán càng tăng. Kết quả này cũng phù hợp với các phát hiện trong Athanasoglou và cộng sự (2008) hay Mirzaei và cộng sự (2013). Phát triển thị trường chứng khoán được đo bằng tỷ lệ vốn hoá thị trường chứng khoán trên tổng sản phẩm quốc nội (MarCap) có hệ số ước lượng mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa truyền thống trong hầu hết các phương trình hồi quy. Kết quả này cho thấy khi thị trường chứng khoán càng phát triển thì khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán càng tăng. Kết quả này cũng đồng nhất với kết quả của các nghiên cứu trước
9. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 959 đây về khả năng sinh lời của các tổ chức tài chính như Albertazzi và Gambacorta (2009), Tan (2016). Kết quả này là phù hợp logic và dễ giải thích vì khi thị trường chứng khoán phát triển, các dịch vụ của công ty chứng khoán sẽ năng động và hoạt động tối ưu hơn để đáp ứng nhu cầu của thị trường, do đó lợi nhuận của các công ty chứng khoán cũng cao hơn. Vốn hoá thị trường tăng cũng đồng nghĩa với quy mô giao dịch tăng, hoạt động môi giới đem lại nhiều lợi nhuận hơn cho các công ty chứng khoán. Bên cạnh đó, huy động vốn trên thị trường sơ cấp sẽ được thúc đẩy vì các tổ chức phát hành kỳ vọng vào các đợt phát hành thành công về khối lượng và giá chào bán dẫn đến doanh thu và lợi nhuận từ bảo lãnh phát hành chứng khoán của các công ty thường tăng cùng với mức độ vốn hoá của thị trường. Liên quan đến các biến kinh tế vĩ mô, kết quả ước lượng chỉ ra rằng có vẻ như biến tăng trưởng kinh tế có tác động ngược chiều đến các biến phản ánh khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Tuy nhiên, hệ số ước lượng được của biến này chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% trong các phương trình hồi quy với ROA, hàm ý rằng các công ty chứng khoán không tạo ra nhiều lợi nhuận hơn trong nền kinh tế tăng trưởng. Kết quả này có vẻ như ngược với nhiều nghiên cứu trước đây về mối quan hệ tương tự trong các tổ chức tài chính như Athanasoglou và cộng sự (2008, Mirzaei và cộng sự (2013) hay Tan (2016). Một đặc điểm đáng lưu ý trong thị trường chứng khoán là các nhà đầu tư thích một thị trường có nhiều biến động thậm chí bất ổn, hơn là một thị trường ổn định vì khi đó sẽ tạo ra nhiều cơ hội hơn cho họ trong việc tìm kiếm lợi nhuận trên thị trường. Trong cơ cấu hoạt động của các công ty chứng khoán, hoạt động môi giới và tự doanh thường chiếm tỷ trọng lớn vì vậy trong bối cảnh kinh tế ổn định và có tăng trưởng, công ty chứng khoán khó có khả năng tạo nhiều lợi nhuận hơn. Lý do khác lý giải cho kết quả trên có thể là khi tốc độ tăng trưởng kinh tế cao thì dòng vốn sẽ đổ vào các khu vực sản xuất kinh doanh trực tiếp, do đó dòng tiền đầu tư gián tiếp thông qua kênh chứng khoán sẽ bị sụt giảm dẫn đến khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán giảm. Trong khi đó, tác động tiêu cực của lạm phát và tích cực của tăng trưởng tín dụng đối với khả năng sinh lời được khẳng định ở tất cả các hồi quy. Lạm phát cao sẽ dẫn đến lãi suất tăng theo do vậy làm kênh tiền gửi hấp dẫn hơn. Nhà đầu tư sẽ có xu hướng rút tiền từ kênh đầu tư chứng khoán khiến quy mô giao dịch thường sụt giảm trong những năm lạm phát cao. Ngoài ra, các doanh nghiệp Việt Nam nói chung và các doanh nghiệp niêm yết nói riêng phụ thuộc nhiều vào vốn vay. Lạm phát và lãi suất cao, ngoài gây bất ổn, còn làm tăng chi phí vay nợ và làm giảm lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết, khiến cổ phiếu trở nên kém hấp dẫn. Giá và lượng giao dịch của thị trường có thể sụt giảm và ảnh hưởng tiêu cực tới kết quả hoạt động đầu tư cũng như môi giới của các công ty chứng khoán. Tương tự như vậy, tăng trưởng tín dụng cao là biểu hiện của sự mở rộng tiền tệ. Tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng cung tiền là các mục tiêu điều hành trung gian của Ngân hàng Nhà nước. Tăng trưởng tín dụng cao thường đi kèm lãi suất giảm và do vậy khiến kênh đầu tư chứng khoán trở nên hấp dẫn hơn và giúp làm tăng khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. 5. KẾT LUẬN Nghiên cứu này sử dụng bảng dữ liệu mảng cân bằng của 23 công ty chứng khoán niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 để xem xét các nhân tố quyết định đến khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Kết quả chỉ ra rằng, ở cấp độ công ty
10. 960 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI và ngành, quy mô tài sản, thị phần và quy mô thị trường là các biến có tác động tích cực tới khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. Ngược lại, chi phí hoạt động và mức độ tập trung ngành có vẻ như là các biến có tác động tiêu cực. Trong khi đó, ở cấp độ vĩ mô, sự mở rộng tiền tệ sẽ làm tăng, trong khi sự gia tăng lạm phát và lãi suất lại làm giảm khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. Ngoài ra, chúng tôi chưa tìm thấy bằng chứng rõ ràng về tác động tích cực của tỷ lệ an toàn vốn hay tăng trưởng kinh tế đối với khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Kết quả nghiên cứu tác động của các nhóm nhân tố thuộc về công ty và nhóm nhân tố đặc điểm ngành có những hàm ý quan trọng cho các công ty chứng khoán. Để cải thiện khả năng sinh lời các công ty cần gia tăng thị phần và kiểm soát tốt chi phí. Các chính sách ngành và chính sách vĩ mô như tăng quy mô thị trường, cải thiện môi trường kinh doanh, bình ổn kinh tế vĩ mô (duy trì lạm phát và lãi suất thấp) và thúc đẩy tăng trưởng tín dụng/tiền tệ cũng là những chính sách có vai trò đặc biệt quan trọng tới khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán. Mặc dù đã có một số phát hiện quan trọng nhưng nghiên cứu này vẫn còn có những hạn chế nhất định về dữ liệu khi thời gian nghiên cứu khá ngắn (chưa đủ dài để so sánh giữa các giai đoạn), và quy mô mẫu khá nhỏ (chỉ bao gồm công ty chứng khoán niêm yết). Ngoài ra, phương pháp ước lượng cũng khá đơn giản. Những hạn chế này sẽ là những gợi ý quan trọng cho các nghiên cứu tiếp theo của chúng tôi. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Albertazzi, U. & Gambacorta, L. (2009), “Bank profitability and the business cycle”, Journal of Financial Stability, No. 5, 393–409. 2. Ahamed, M.M. (2017), “Asset quality, non-interest income, and bank profitability: Evidence from Indian banks”, Economic Modelling, No. 63, 1–14. 3. Athanasoglou, P.P., Brissimis, S.N. & Delis, M.D. (2008), “Bank-specific, industry-specific and macroeconomic determinants of bank profitability”, Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, No. 18, Vol. 2, 121-136. 4. Bourke, P. (1989), ‘Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North America and Australia’, Journal of Banking and Finance, No. 13, 65-79. 5. Bouzgarroua, H., Jouidaa, S. & Louhichib, W. (2018), “Bank profitability during and before the financial crisis: Domestic versus foreign banks”, Research in International Business and Finance, No.44, 26-39. 6. Bucevska, V. & Misheva, B.H. (2017), “The Determinants of Profitability in the Banking Industry: Empirical Research on Selected Balkan Countries”, Eastern European Economics, No. 55, 146–167. 7. Caporale, G.M., Lodh, S. & Nandy, M. (2017), “The performance of banks in the MENA region during the global financial crisis”, Research in international Business and Finance, No. 42, 583–590. 8. Demirgüç-Kunt, A. & Huizinga, H. (1999), ‘Determinants of Commercial Bank Interest Margins and Profitability: Some International Evidence’, The World Bank Economic Review, No. 13, Vol 2, 379–408. 9. Dietrich, A. & Wanzenried, G. (2014), “The determinants of commercial banking profitability in low-, middle-, and high-income countries”, The quarterly review of economics and finance, No. 54, Vol 3, 337-354. 10. Djalilov, K. & Piesse, J. (2016), “Determinants of bank profitability in transition countries: What matters most?”, Research in International Business and Finance, No. 38, 69–82. 11. García-Herrero, A., Gavilá, S. & Santabárbara, D. (2009), “What explains the low profitability of Chinese banks?”, Journal of Banking & Finance, No. 33, 2080–2092.
11. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 961 12. Goddard, J., Molyneux, P. & Wilson, J.O.S (2004), ‘Dynamics of growth and profitability in banking’, Journal of Money, Credit and Banking, No.36, Vol.6, 1069-1090. 13. Guille´n, J., Rengifo, E.W. & Ozsoz, E. (2014), “ Relative power and efficiency as a main determinant of banks’ profitability in Latin America”, Borsa Istanbul Review, No.14, 119-125. 14. Hoffmann, P.S. (2011), ‘Determinants of the Profitability of the US Banking Industry’, International Journal of Business and Social Science, No.2, Vol.22. 15. Hoffmann, P.S. (2016), “Intra- and extra-bank determinants of Latin American Banks’ profitability”, International Review of Economics & Finance, No. 5, 197-214. 16. Iannotta, G., Nocera, G. & Sironi, A. (2007), “Ownership structure, risk and performance in the European banking industry”, Journal of Banking & Finance, No 31, 2127–2149. 17. Malik, H. (2011), ‘Determinants of insurance companies profitability: An analysis of insurance sector of Pakistan’, Academic Research International, No. 1 Vol 3, 315-321. 18. Mamatzakis, E. & Bermpei, T. (2014), “What drives investment bank performance? the role of risk, liquidity and fees prior to and during the crisis”, International Review of Financial Analysis, No.35, 102- 117. 19. Mirzaei, A., Moore, T. & Liu, G. (2013), “Does market structure matter on banks’ profitability and stability? Emerging vs. advanced economies”, Journal of Banking & Finance, No. 37, 2920-2937. 20. Molyneux. P. & Thornton, J. (1992), ‘Determinants of European bank profitabilit: A note’, Journal of Banking and Finnance, No. 16, 1173-1178. 21. Olson, D. & Zoubi, T.A. (2011), “Efficiency and bank profitability in MENA countries”, Emerging Markets Review, No. 12, 94-110. 22. Petriaa, N., Caprarub, B. & Ihnatovc, I. (2015), “Determinants of banks’ profitability: evidence from EU 27 banking systems”, 7th International Conference on Globalization and Higher Education in Economics and Business Administration, GEBA 2013, Procedia Economics and Finance, No. 20, 518 – 524. 23. Phan, T.M.H., Daly, K. & Akhter, S. (2016), “Bank efficiency in emerging Asian countries”, Research in International Business and Finance, No. 38, 517–530. 24. Saona, P. (2016), “Intra- and extra-bank determinants of Latin American Banks’ profitability”, International Review of Economics & Finance, No. 5, 197-214. 25. Short, B.K. (1979), “The relation between commercial bank profit rates and banking concentration in Canada, Western Europe, and Japan”, Journal of Banking and Finance, No. 3, 209-219. 26. Tan, Y. (2016), “The impacts of risk and competition on bank profitability in China”, Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, No 40, 85–110. 27. Westman, H. (2011), “The impact of management and board ownership on profitability in banks with different strategies”, Journal of Banking & Finance, No. 35, 3300-3318.
12. 962 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI PHỤ LỤC Bảng 1: Khái niệm và thước đo các biến trong mô hình nghiên cứu Tên biến Ký hiệu Khái niệm và thước đo Khả năng sinh lời Tỷ suất sinh lời của tài sản ROA Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản Tỉ suất sinh lời của vốn chủ sở hữu ROE Lợi nhuận sau thuế/Vốn chủ sở hữu Đặc điểm công ty chứng khoán Quy mô công ty Size Logarit tự nhiên của tổng tài sản An toàn vốn CA Vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản Hiệu quả sử dụng chi phí OE Chi phí hoạt động/Tổng thu nhập Thị phần công ty MS Tổng doanh thu của công ty chứng khoán i/Tổng doanh thu thị trường Đặc điểm ngành Mức độ tập trung thị trường HHI Tổng bình phương thị phần của công ty chứng khoán Phát triển thị trường chứng khoán MarCap Tỉ lệ % giá trị vốn hoá thị trường chứng khoán trên tổng sản phẩm quốc nội. Nguồn số liệu từ website của Ngân hàng Thế giới Kinh tế vĩ mô Tăng trưởng kinh tế GDPgr Tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội hàng năm. Nguồn số liệu từ website của Tổng cục thống kê Việt Nam Lạm phát Inf Tốc độ tăng trưởng chỉ số giá tiêu dùng. Nguồn số liệu từ website của Tổng cục thống kê Việt Nam Tăng trưởng tín dụng CreGr Tốc độ tăng trưởng tín dụng của nền kinh tế. Nguồn số liệu từ website của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Nguồn: Tổng hợp của các tác giả Bảng 2: Thống kê mô tả các biến trong mô hình Tên biến Giá trị trung bình Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn ROA 0,029 0,238 -0,374 0,078 ROE 0,048 0,586 -1,451 0,170 SIZE 27,68 30,80 24,16 1,22 CA 0,64 0,99 0,13 0,25 OE 0,96 19,76 -0,22 1,62 MS 4,35 27,17 0,03 5,14 HHI 1.040,3 1.243,71 891,97 98,11 MarCap 33,66 55,99 19,15 11,58 GDPGr 6,15 7,08 5,25 0,61 Inf 6,62 18,68 0,88 4,74 CreGr 18,76 37,50 8,90 8,62 Nguồn: Tính toán của các tác giả từ phần mềm Eviews
13. INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 963 Bảng 3: Kết quả kiểm định Lagrange Multiplier Test Hypothesis Cross-section Time Both ROA 10.41791 0.001015 10.41892 (0.0012) (0.9746) (0.0012) ROE 2.648856 2.95E-06 2.648858 (0.1036) (0.9986) (0.1036) Nguồn: Tính toán của các tác giả từ phần mềm Eviews Bảng 4: Kết quả kiểm định Hausman ROA Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 6.158419 11 0.8626 Period random 0.023166 6 1.0000 Cross-section and period random 6.325703 6 0.3877 ROE Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 12.824589 11 0.3049 Period random 0.128456 6 1.0000 Cross-section and period random 11.924951 6 0.0637 Nguồn: Tính toán của các tác giả từ phần mềm Eviews Bảng 5: Kết quả kiểm định redundant fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. ROA 3.932033 (22,196) 0.0000 ROE 3.447376 (22,196) 0.0000 Nguồn: Tính toán của các tác giả từ phần mềm Eviews