Page 120 - [Thang 05-2024] Ky 2
P. 120

TÀI CHÍNH  - Tháng 5/2024

           mẫu được tính theo công thức n=5*2i (i là biến quan    HÌNH 1: MÔ TẢ MỐI QUAN HỆ CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH
           sát trong mô hình). Theo Tabachnick và Fidell (2007),
           kích thước mẫu trong phân tích hồi quy tuyến tính
           bội được tính theo công thức n= 50 + 8q (q là số biến   Quy mô doanh nghiệp (X1)     Tỷ lệ tăng trưởng DTT (X5)
           độc lập trong mô hình).
               Trong đó: Biến phụ thuộc là Tỷ suất sinh lời của   Tỷ suất đầu tư TSCĐ (X2)   ROA,   Hiệu suất sử dụng tài sản (X6)
           vốn kinh doanh (hoặc Tỷ suất sinh lời của vốn chủ sở                       ROE
           hữu (VCSH), Tỷ suất sinh lời của vốn đầu tư dài     Tỷ suất nợ (X3)                Tỷ suất tạo tiền của doanh (X7)
           hạn), các biến độc lập là chỉ tiêu ROA và ROE. Không   Hệ số khả năng thanh toán NH (X4)
           sử dụng biến ROS, nguyên nhân do chỉ tiêu ROS có                                    Tỷ suất giá vốn hàng bán (X8)
           hiện tượng nội sinh, tự tương quan với các biến độc
           lập khác trong mô hình, do vậy, nếu đưa ROS vào mô                                   Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
           hình sẽ không có ý nghĩa (Hình 1).                 Kết quả nghiên cứu
              Các giả thuyết nghiên cứu như sau:
              Giả thuyết H1: Quy mô DN (X1) có tương quan      Phân tích thống kê mô tả
           cùng chiều với hiệu quả hoạt động kinh doanh của
           DNVT niêm yết (ROA, ROE);                             Kết quả Bảng 1 cho thấy, có 152 quan sát trong 7
              Giả thuyết H2: Tỷ suất đầu tư TSCĐ (X2) có tương   năm từ năm 2015 - 2022, biến phụ thuộc là ROA (hoặc
           quan cùng chiều với hiệu quả hoạt động kinh doanh   ROE) có giá trị trung bình 5.515.132, giá trị tối thiểu
           của DNVT niêm yết (ROA, ROE);                      -63.84, giá trị tối đa 103.45, độ lệch chuẩn 1.226.666.
              Giả thuyết H3: Tỷ suất nợ (X3) có tương quan    Biến quy mô X1 có giá trị trung bình 4.22, giá trị tối
           ngược chiều với hiệu quả hoạt động kinh doanh của   thiểu 1.63, giá trị tối đa 6.09, độ lệch chuẩn 1.20. Độ
           DNVT niêm yết (ROA, ROE);                          lệch chuẩn được sử dụng để đo lường mức độ phân
              Giả thuyết H4: Hệ số khả năng thanh toán NH     tán của tập dữ liệu quanh giá trị trung bình (Mean),
           (X4) có tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt    dễ dàng nhận thấy giá trị STD Deviation/Mean của
           động kinh doanh của DNVT niêm yết (ROA, ROE);      phần lớn các biến có giá trị nhỏ hơn 1, độ lệch chuẩn
              Giả  thuyết  H5:  Tỷ  lệ  tăng  trưởng  DTT  (X5)  có   nhỏ hơn trung bình, dữ liệu giao động yếu, dữ liệu
           tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt động kinh   thống kê quan sát của mẫu chênh lệch thấp.
           doanh của DNVT niêm yết (ROA, ROE);                 Kiểm tra đa cộng tuyến
              Giả thuyết H6: Hiệu suất sử dụng tài sản (X6) có
           tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt động kinh     Nghiên cứu sử dụng hệ số phóng đại phương sai
           doanh của DNVT niêm yết (ROA, ROE);                VIF để kiểm tra đa cộng tuyến. Nếu hệ số VIF không
              Giả thuyết H7: Tỷ suất tạo tiền của doanh thu (X7)   vượt quá 10 thì có dấu hiệu đa cộng tuyến trong mô
           có tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt động    hình nghiên cứu.
           kinh doanh của DNVT niêm yết (ROA, ROE);              Các biến đưa vào mô hình  có liên quan tới luân
              Giả thuyết H8: Tỷ suất giá vốn hàng bán (X8) có   chuyển vốn có những đặc trưng liên quan tới nhau,
           tương quan ngược chiều với hiệu quả hoạt động
           kinh doanh của DNVT niêm yết (ROA, ROE);                    BẢNG 1: KẾT QUẢ THỐNG KÊ MÔ TẢ
              Mô hình nghiên cứu có dạng:                  Variable Obs   Mean    Std. Dev.   Min       Max
             ROA (ROE, ROI) = β0 + β1*Xit1 + β2*X2it2 + β3*X3it3  +
            β4*X4it4  + β5*X5it5 + β6*X6it6  +β7*X7it7  +  β8*X8it8 +   ROA  152  5.515.132  1.226.666  -63.84  103.45
                  vi + εit  với i =1,2,…,n và t = 1,2,..,t    (*)  ROE  152  1.325.033  2.624.137  -48.91  259.78
              Trong đó:                                      X1     152  4.22e+12  1.20e+13  1.63e+10  6.09e+13
              + β0: Hệ số chặn                               X2     152  1.159.614  1.221.617  .0153088  5.503.564
              + β1, β2, β3, β4, β5, β6, β7, β8: là các hệ số độ   X3  152  5.106.421  1.976.808  1.6   124.57
           dốc của các biến độc lập                          X4     152  2.110.197  1.870.444  .59     20.11
              + μit = vi + εit, sai số của mô hình được tách
           thành hai phần: vi  đại diện cho các yếu tố không   X5   152  2.019.767  555.338  -86.87    284.06
           quan  sát  được  khác  nhau  giữa  các  đối  tượng   X6  152  1.096.894  8.895.172  18.37   701.62
           nhưng không thay đổi theo thời gian, εit  đại diện   X7  152  5.609.536  3.423.042  -287.85  74.32
           cho  những  yếu  tố  không  quan  sát  được  khác   X8   152  7.806.914  177.385  17.46     99.22
           nhau giữa các đối tượng và thay đổi theo thời gian.                               Nguồn: Tính toán phần mềm STATA 14

                                                                                                          119
   115   116   117   118   119   120   121   122   123   124   125