Nghiên cứu sự ảnh hưởng của các yếu tố đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI - LÊ THANH HUYỀN NGHIÊN CỨU SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH THỰC PHẨM NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Luận án tiến sĩ kinh tế Hà Nội, Năm 2021 ii BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI - LÊ THANH HUYỀN NGHIÊN CỨU SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH THỰC PHẨM NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 9.34.02.01 Luận án tiến sĩ kinh tế Người hướng dẫn khoa học: 1.PGS,TS Lê Thị Kim Nhung TS Nguyễn Thế Hùng Hà Nội, Năm 2021 PHẦN MỞ ĐẦU Tính cấp thiết luận án Việc đánh giá mức độ ảnh hưởng yếu tố đến hiệu kinh doanh (HQKD) doanh nghiệp (DN) thu hút quan tâm nhà kinh tế Để hoàn thành mục tiêu nghiên cứu này, có hai nhiệm vụ nhà khoa học đặt lên hàng đầu: thứ xác định tiêu để đánh giá HQKD, thứ hai lựa chọn yếu tố ảnh hưởng phù hợp Tuy nhiên, thời điểm tại, chưa có thống vấn đề Liên quan đến cơng tác đánh giá HQKD DN, sở để xác định cần thiết việc nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng tới HQKD Trong thực tế, yếu tố phản ánh khía cạnh HQKD cơng ty Do đó, việc sử dụng hệ thống tiêu cho phép nhà kinh tế học đánh giá tốt khả phát triển DN Tuy nhiên, công việc khơng dễ dàng, ngành nghề có đặc trưng riêng, dẫn tới khác biệt tiêu chuẩn đánh giá HQKD Chính vậy, việc lựa chọn hệ thống thước đo, tiêu chí phù hợp với đối tượng đo lường vấn đề quan trọng, cần tiếp tục nghiên cứu Bên cạnh đó, việc nghiên cứu yếu tố tác động đến HQKD DN trở nên vô cấp thiết giai đoạn nay, mà công ty phải đối diện với cạnh tranh gay gắt từ phía đối thủ ngành yêu cầu ngày khắt khe người tiêu dùng sản phẩm, dịch vụ Tuy nhiên, biến động kinh tế đặc trưng ngành nghề rào cản khiến cho việc tìm đánh giá mức ảnh hưởng yếu tố đến HQKD trở nên khó khăn Nghiên cứu vấn đề này, nhà kinh tế học Hawawini, Subramanian Verdin (2003) cho yếu tố bên ngồi đóng vai trị quan trọng việc xác định ảnh hưởng HQKD công ty Mặt khác, nghiên cứu khác (Opler Titman, 1994) cho thấy yếu tố cụ thể bên cơng ty dường yếu tố định hiệu hoạt động động lực cho việc tạo lợi cạnh tranh, điều có vai trò quan trọng giúp DN tồn xảy suy thối kinh tế Tóm lại, có nhiều nghiên cứu thực hiện, thời điểm tại, chưa có thống yếu tố ảnh hưởng đến HQKD DN (Rumelt, 1991), vậy, việc xây dựng mơ hình để xác định xác mức độ ảnh hưởng yếu tố tới HQKD DN vấn đề cấp thiết giai đoạn Ở Việt Nam, ngành thực phẩm đóng vai trị quan trọng phát triển chung quốc gia, nhiên, vấn đề khách quan chủ quan, HQKD DN thực phẩm lại chưa tương xứng với tiềm ngành, vậy, việc nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố đến HQKD cần thiết, tạo sở để đề xuất giải pháp hữu ích cho DN Trên thực tế, việc phát triển lĩnh vực thương mại thực phẩm Việt Nam có nhiều thuận lợi Thứ nhất, Việt Nam quốc gia nơng nghiệp Đây tiền đề quan trọng, giúp cho DN có hội tìm kiếm nguồn cung cấp nguyên liệu đầu vào với chi phí hợp lý Thứ hai, mức thu nhập bình quân đầu người theo tháng tăng 1.6 lần (từ 2,637,000 đồng lên 4,295,000 đồng) giai đoạn 2014 - 2019, khiến cho nhu cầu người dân việc cải thiện chất lượng dinh dưỡng thay đổi Thứ ba, dân số Việt Nam dân số trẻ với tỷ trọng lao động từ 15 tuổi trở lên nằm quanh mức 57%, điều tạo nên thị trường lao động tiêu thụ ngày rộng lớn Thư tư, hoạt động thương mại tự tạo điều kiện phát triển, ngành du lịch ngày mở rộng dẫn đến tổng mức chi tiêu người dân nước nước vào thực phẩm tăng mạnh Chính nhờ thuận lợi nên ngành thực phẩm đóng vai trị quan trọng phát triển kinh tế Việt Nam Ngoài nhiệm vụ cung ứng thực phẩm để trì lượng cho người, cịn ngành nghề tạo nên lượng việc làm lớn (số lượng lao động ngành ln chiếm khoảng 4% so với lao động tồn quốc), mức đóng góp vào tổng sản phẩm quốc nội cao (khoảng 15%) góp phần giảm phân hóa giàu nghèo xã hội (Tổng thu nhập người lao động lĩnh vực thực phẩm chiếm khoảng 3.9% tổng thu nhập lao động nước) Những kết có đóng góp lớn từ DN thực phẩm niêm yết thị trường chứng khốn (TTCK), cơng ty sản xuất, phân phối thực phẩm lớn toàn quốc Tuy nhiên, thực tế cho thấy HQKD DN ngành chưa thực tương xứng với tiềm Tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản ngành thực phẩm khoảng 6% hệ số lợi nhuận doanh thu nằm dao động quanh mức 4.5% Kết phần cho thấy tiềm ngành chưa khai thác triệt để Thực tế xuất phát từ nhiều nguyên nhân chủ quan khách quan, bao gồm: khó khăn quản lí ngun vật liệu đầu vào, quy mô vốn bị hạn chế, cấu vốn chưa hợp lí, trình độ lao động chưa cao,… Bên cạnh đó, doanh nghiệp ngành cịn chịu ảnh hưởng lớn từ vấn đề vệ sinh an toàn thực phẩm, gây biến động khó dự đốn sản lượng hàng hóa tiêu thụ Ngồi ra, cơng ty ngành cịn liên tục phải đối mặt với nhiều áp lực từ diễn biến bất lợi liên quan đến thị trường cung cứng hàng hóa đầu vào thị trường tiêu thụ sản phẩm, như: tượng sụp đổ dây chuyền ngành thủy sản diễn năm 2011- 2012, khủng hoảng ngành chăn nuôi chế biến thịt lợn năm 2017, biến động bất thường giá gạo giai đoạn 2018 – 2019,… Những khó khăn khiến cho HQKD DN thực phẩm chưa tương xứng với tiềm ngành Việc không khai thác tốt lợi cạnh tranh khiến cho ngành thực phẩm khó phát triển phải cạnh tranh với DN nước bối cảnh thương mại quốc tế diễn mạnh mẽ Trong đó, ảnh hưởng dịch bệnh, thiên tai diễn thời gian gần tạo nên thay đổi hoạt động ngành thực phẩm Vì vậy, việc xây dựng mơ hình đánh giá mức độ ảnh hưởng yếu tố đến HQKD công ty thực phẩm quan trọng giai đoạn Tuy nhiên, việc xây dựng mơ hình khơng dễ dàng cơng ty thực phẩm có đặc điểm khác biệt so với DN thuộc ngành kinh doanh khác nhu cầu vốn, chi phí kết kinh doanh phụ thuộc nhiều vào yếu tố nguyên vật liệu, hoạt động kinh doanh chịu chi phối quy định pháp luật an tồn thực phẩm Vì vậy, để giải vấn đề cách hiệu quả, nhiều nhà kinh tế cho DN thực phẩm niêm yết TTCK nên quan tâm Với nguồn vốn lớn khả đáp ứng điều kiện chặt chẽ việc niêm yết sàn giao dịch chứng khốn, DN có nhiều tiềm lực để phát triển thành DN đầu ngành, tạo tiền đề tốt cho doanh nghiệp lại Xuất phát từ lí trên, nghiên cứu sinh lựa chọn đề tài “Nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” cho luận án tiến sĩ Mục tiêu nhiệm vụ nghiên cứu 2.1 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu luận án xây dựng mơ hình, đánh giá ảnh hưởng yếu tố đến HQKD công ty ngành thực phẩm niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, qua đưa khuyến nghị, hàm ý sách nhằm cải thiện HQKD doanh nghiệp ngành thực phẩm Việt Nam giai đoạn 2.2 Nhiệm vụ nghiên cứu Để hoàn thành mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận án xác định nhiệm vụ cụ thể sau: - Hệ thống hóa sở lý thuyết HQKD, tiêu đánh giá thước đo HQKD DN - Khảo sát thực trạng kết hoạt động kinh doanh DN ngành thực phẩm giai đoạn 2014 – 2019 DN thực phẩm niêm yết TTCK Việt Nam thuộc mẫu nghiên cứu, từ tìm vấn đề mà DN ngành phải đối diện - Tổng quan nghiên cứu, xây dựng mơ hình đánh giá yếu tố tác động đến HQKD DN thực phẩm Việt Nam - Kiểm định mơ hình để đảm bảo phù hợp mơ hình nghiên cứu, qua đó, đảm bảo độ tin cậy kết nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng yếu tố tác động đến HQKD DN thực phẩm Việt Nam - Thảo luận kết đưa kết luận ảnh hưởng yếu tố tác động đến HQKD DN thực phẩm Việt Nam - Nhận diện vấn đề đặt tương lai DN ngành thực phẩm Việt Nam, qua đó, đề xuất khuyến nghị, hàm ý sách nhằm cải thiện hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành thực phẩm Việt Nam giai đoạn tới Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Đối tượng nghiên cứu luận án ảnh hưởng yếu tố đến HQKD DN ngành thực phẩm nói chung DN ngành thực phẩm niêm yết TTCK nói riêng Phạm vi nghiên cứu: - Về không gian nghiên cứu: Luận án nghiên cứu DN thực phẩm niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam - Về thời gian nghiên cứu: Thời gian nghiên cứu luận án giai đoạn từ năm 2014 đến năm 2019 Phương pháp nghiên cứu Luận án dựa vào sở phương pháp luận chủ nghĩa vật biện chứng, vật lịch sử để nghiên cứu vấn đề nhằm đảm bảo tính tồn diện, cụ thể, có hệ thống logic Với liệu thứ cấp lấy từ báo cáo tài DN ngành thực phẩm, niên giám Tổng cục Thống kê năm, số liệu liên quan Bộ Tài chính, luận án kết hợp sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính nghiên cứu định lượng, đó, phương pháp định lượng sử dụng chủ yếu để đánh giá mức độ ảnh hưởng yếu tố đến HQKD DN ngành thực phẩm 4.1 Phương pháp nghiên cứu định tính Phương pháp nghiên cứu định tính sử dụng để xác định tiêu phù hợp để đánh giá HQKD DN thực phẩm niêm yết TTCK Việt Nam yếu tố ảnh hưởng Luận án sử dụng số phương pháo nghiên cứu như: - Phương pháp nghiên cứu bàn: Để phục vụ cho mục tiêu nghiên cứu, hoạt động thu thập liệu từ tài nguyên sẵn có tiến hành Dữ liệu thu thập từ nguồn: thư viện, quan Chính phủ, hiệp hội, viện nghiên cứu,… - Trên sở dử dụng nguồn thông tin thu thập, luận án sử dụng phương pháp thống kê mơ tả, phân tích, so sánh để đạt mục tiêu nghiên cứu 4.2 Phương pháp định lượng Trên sở nghiên cứu cơng trình cơng bố, luận án xây dựng mơ hình phù hợp để đánh giá mức độ tác động yếu tố đến HQKD DN ngành thực phẩm niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn 2014 - 2019 Phương pháp định lượng sử dụng chủ yếu để đạt mục tiêu nghiên cứu + Xử lý liệu kiểm định mơ hình: Dữ liệu thứ cấp xử lý thống kê phần mềm Stata 14, sau phân tích dựa lý thuyết kinh tế lượng tài DN Luận án sử dụng kiểm định (bao gồm: kiểm định Fisher, phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan, kiểm định Hausman) để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp như: phương pháp ước lượng bình phương nhỏ (ordinary least squares – OLS), phương pháp ước lượng theo mơ hình tác động cố định (Fixed Effect Model (FEM)), phương pháp ước lượng theo mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model (REM)) Trong luận án, kiểm định thực để phát tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai sai số thay đổi nội sinh Các giải pháp để giải khuyết tật thực sử dụng ước lượng sai số chuẩn vững, ước lượng GMM nhằm mục đích đạt kết ước lượng xác tác động yếu tố đến HQKD DN Bên cạnh phân tích hồi quy tác động trung bình, luận án cịn sử dụng kết hồi quy phân vị phân tích phân rã Oaxaca – Blinder để có nhận định tồn diện mức độ ảnh hưởng yếu tố mơ hình đến HQKD DN + Phân tích thảo luận kết quả: Trong phân tích liệu, luận án sử dụng phương pháp thống kê, mô tả, so sánh suy luận Các kỹ thuật suy luận thống kê phân tích hai chiều để đo liên kết, phân tích hai chiều để thử nghiệm khác biệt, phân tích yếu tố phân tích hồi qui áp dụng để kiểm tra giả thuyết nghiên cứu Dựa việc phân tích kết nghiên cứu thực nghiệm, kết luận ảnh hưởng yếu tố đến HQKD DN thực phẩm đưa Những đóng góp luận án HQKD yếu tố ảnh hưởng đến HQKD vấn đề nhà nghiên cứu quan tâm, đặc biệt DN chịu áp lực cạnh tranh lớn DN thuộc ngành thực phẩm Để đánh giá tác động yếu tố đến HQKD, luận án xây dựng mơ hình dựa ba yếu tố: thứ lựa chọn tiêu đo lường HQKD phù hợp Thứ hai lựa chọn yếu tố tác động phù hợp Thứ ba lựa chọn dạng mơ hình ước lượng hiệu Thứ nhất, liên quan đến việc lựa chọn tiêu đánh giá HQKD, bên cạnh hai số tài hệ số LN doanh thu (ROS) số Tobin’s Q, luận án sử dụng nhóm hai số mức độ sinh lời VCSH (ROE) mức độ sinh lời VĐT (ROC) để tăng tính tồn diện kết đánh giá HQKD DN thực phẩm Việt Nam Bên cạnh đó, luận án tiến hành đánh giá HQKD dựa so sánh với chi phí sử dụng vốn chi phí sử dụng VCSH hay chi phí sử dụng vốn bình qn gia quyền để có kết luận xác tình hình kinh doanh thực DN Kết phân tích cho thấy, xét TSSL VCSH, khoảng 50% số lượng DN khảo sát có mức ROE tương đối tốt giai đoạn 2014 – 2019 Tuy nhiên, TSSL VĐT hệ số LN doanh thu DN không cao, cho thấy tồn vấn đề khiến cho HQKD DN không đạt mong đợi Mặc dù vậy, kết phân tích hệ số Tobin’s Q lại cho thấy đánh giá tích cực nhà đầu tư DN ngành thực phẩm, chứng cổ phiếu DN đánh giá cao giá trị sổ sách Điều cho thấy nhiều nhà đầu tư đánh giá cao tiềm ngành thực phẩm Thứ hai, liên quan đến yếu tố ảnh hưởng tới HQKD DN, ngồi yếu tố nhóm mơi trường bên yếu tố bên trong, luận án xem xét việc đáp ứng tiêu chuẩn ISO 22000 để đánh giá mức độ vệ sinh an toàn thực phẩm DN, kiểm tra xem khác biệt HQKD DN có chứng nhận ISO 22000 DN khơng có chứng Kết phân tích cho thấy, có tồn khác biệt TSSL VĐT, hệ số LN doanh thu tý số Tobin’s Q DN đạt tiêu chuẩn ISO 22000 DN lại Kết cho thấy HQKD DN có chứng nhận ISO 22000 tốt với nhóm DN cịn lại, chứng tỏ việc lựa chọn tiêu chuẩn an toàn thực phẩm mang lại ý nghĩa tích cực hoạt động kinh doanh DN ngành thực phẩm Ngoài ra, luận án đánh giá tác động HQKD mức độ sử dụng nợ khứ đến Kết nghiên cứu cho thấy, yếu tố nợ khứ có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến HQKD DN, thay ảnh hưởng tiêu cực, lại có tác động tích cực Điều ngược lại với giả thuyết đặt ban đầu, gợi mở phương án cho DN xây dựng chiến lược kinh doanh dài hạn Thứ ba, điểm luận án việc sử dụng phương pháp hồi quy phân vị phân tích phân rã Oaxaca việc đánh giá mức độ tác động yếu tố đến HQKD DN khai thác nguyên nhân dẫn đến khác biệt HQKD nhóm DN đạt tiêu chuẩn ISO 22000 DN lại Phương pháp hồi quy phân vị yếu tố mơ hình có tác động đến HQKD DN ngành thực phẩm niêm yết TTCK phân vị khác Hồi quy phân rã Oaxaca -Blinder cho thấy nguyên nhân dẫn tới khác biệt HQKD hai nhóm DN Nguyên nhân khác biệt đến từ hiệu ứng cấu trúc yếu tố góp phân tạo nên khác biệt hai nhóm DN bao gồm: Khả toán, Khả hoạt động, Quy mô DN, Thời gian kinh doanh Chỉ số giá tiêu dùng Kết cấu luận án Để thực mục tiêu nghiên cứu, phần mở đầu kết luận, luận án kết cấu thành năm chương sau: Chương 1: Tổng quan nghiên cứu sở lí luận ảnh hưởng yếu tố đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp Chương 2: Mơ hình nghiên cứu phương pháp nghiên cứu Chương 3: Thực trạng hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Chương 4: Kết nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng yếu tố đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Chương 5: Triển vọng phát triển ngành thực phẩm Việt Nam hàm ý, khuyến nghị nhằm cải thiện hiệu kinh doanh doanh nghiệp ngành thực phẩm CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP 1.1 Tổng quan tình hình nghiên cứu 1.1.1 Các nghiên cứu hiệu kinh doanh doanh nghiệp HQKD kết cuối hoạt động sản xuất, kinh doanh, hoạt động đầu tư tài hoạt động khác Trong trình hoạt động, ln vấn đề tổ chức kinh tế quan tâm hàng đầu, dựa vào nó, DN đánh giá khả hoàn thành mục tiêu ngắn hạn, dài hạn mình, đưa định phù hợp Dưới góc độ tài chính, nhà kinh tế thường tiến hành phân tích HQKD DN dựa vào việc đánh giá hiệu hoạt động kinh doanh công ty với hệ thống tiêu tài lựa chọn Theo nhiều nhà kinh tế học Kim Clark Fujimoto (1991), Suwignjo, Bititci Carrie (2000), James John (2005), Brigham (2010), việc đánh giá HQKD thường thực dựa việc phân tích số thiết kế để hiển thị mối quan hệ khoản mục báo cáo tài chính, qua nhà nghiên cứu đánh giá tình hình tài nói riêng thực trạng kinh doanh nói chung DN so sánh nội công ty công ty với Các nhà kinh tế học cho phép đo HQKD cung cấp nhìn sâu sắc biện pháp thích hợp để giải vấn đề tồn đọng DN, vậy, có nhiều cơng trình khoa học tiến hành để hệ thống hóa tiêu tài sử dụng để đánh giá HQKD DN Venkatraman Ramanujam (1986) đặt tàng cho nghiên cứu HQKD báo “Measurement of business performance in strategy research: A comparison of approaches” Trong nghiên cứu mình, nhà khoa học đưa hai hệ thống tiêu để đo lường HQKD bao gồm: tiêu tài tiêu hoạt động Các tác giả nhấn mạnh để đânhs giá HQKD, tiêu tài phải bao gồm số tính giá trị sổ sách số dựa giá trị thị trường Bên cạnh đó, hai nhà kinh tế học khuyễn nghị sử dụng tiêu hoạt động việc đánh giá HQKD DN Dựa nghiên cứu của Venkatraman Ramanujam (1986), Murphy cộng (1996) phân chia tiêu chí đánh HQKD thành nhóm: mức độ hiệu quả, mức độ tăng trưởng, tỷ suất sinh lợi, quy mơ cơng ty, tính khoản, mức độ thành cơng/ thất bại, thị phần địn bẩy tài Trong đó, tác giả nhấn mạnh mức độ hiệu quả, mức độ tăng trưởng tỷ suất lợi nhuận tiêu đóng vai trị quan trọng đánh giá HQKD doanh nghiệp Bên cạnh tiêu bản, Chen Dodd (1997) đưa mơ hình giá trị 54 PHỤ LỤC 18 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROE) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng 1: Kết hồi quy tác động trung bình OLS FEM REM ROE Coef Std Err Coef Std Err Coef Std Err SM 0.0248966 0.0177445 0.0234574 0.0199627 0.0248966 0.0177445 TM 0.03747** 0.01603 -0.0191465 0.0264014 0.0374719** 0.01603 LEV 0.0189243 0.0632475 -0.2928*** 0.09121 0.0189243 0.0632475 AGE -0.0017396 0.0013934 -0.0090174 0.005876 -0.0017396 0.0013934 GROWTH 0.0192634 0.0282732 0.0286492 0.0294833 0.0192634 0.0282732 SIZE 0.0864744* 0.0434781 0.1000616** 0.0436846 0.0864744** 0.0434781 CPI -1.59215*** 0.5890697 -0.8911642 0.7339772 -1.59215*** 0.5890697 _cons 0.136028 0.0585522 0.54439*** 0.15458 0.136028** 0.0585522 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán phần mềm Stata 14) Ước lượng OLS, FEM REM đưa lại kết khác tác động mức độ ảnh hưởng yếu tố đến hiệu kinh doanh mơ hình tĩnh Kết ước lượng bình phương nhỏ (ordinary least squares – OLS) cho thấy có ba yếu tố có ảnh hưởng tới hiệu kinh doanh doanh nghiệp khả hoạt động, quy mô kinh doanh số giá tiêu dùng, đó, số giá tiêu dùng có tác động ngược chiều (mức ý nghĩa thống kê 1%) lên hệ số lợi nhuận vốn chủ sở hữu, ngược lại, khả hoạt động quy mơ kinh doanh có tác động chiều (mức ý nghĩa thống kê 5% 10%) lên tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu Theo kết ước lượng theo mơ hình tác động cố định, có hai yếu tố có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê có ảnh hưởng tới hiệu kinh doanh tỷ số quản lý nợ quy mơ kinh doanh, tỷ số quản lý nợ có tác động ngược chiều (với mức ý nghĩa thống kê 1%) quy mô kinh doanh có tác động chiều (với mức ý nghĩa thống kê 5%) lên tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu Kết ước lượng mơ hình tác động ngẫu nhiên tương đồng với ước lượng OLS với ba biến khả hoạt động, quy mô kinh doanh số giá tiêu dùng có tác động có ý nghĩa thống kê lên hiệu kinh doanh, đớ số giá tiêu dùng có tác động ngược chiều (mức ý nghĩa thống kê 1%) khả hoạt động, quy mơ kinh doanh có tác động chiều (mức ý nghĩa thống kê 5%) lên hệ số lợi nhuận vốn chủ sở hữu 55 Để lựa chọn mơ hình phù hợp, kiểm định Fisher phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan thực Trong kiểm định Fisher, giả thuyết H0 đưa tất hệ số 0, nhiên, hệ số F mơ hình nghiên cứu 0.000 nên giả thuyết bị bác bỏ Như vậy, khác 0, hay nói cách khác, tồn đặc điểm riêng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan đưa giả thuyết giả thuyết H0 sai số ước lượng thô không bao gồm sai lệch đối tượng thời điểm không đổi Tuy nhiên, kết kiểm định, hệ số p 0.000, nên giả thuyết Ho bị bác bỏ, sai số ước lượng có bao gồm sai lệch nhóm Như vậy, hồi quy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, kiểm định Hausman thực để lựa chọn mô hình tác động cố định mơ hình tác động ngẫu Giả thuyết H0 đặt là: Các tác động thành phần không quan sát đối tượng khơng có tương quan với biến giải thích Kết kiểm định cho thấy giá trị p 0.0000, vậy, giả thuyết Ho bị bác bỏ, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo FEM Để xem xét mơ hình có tượng phương sai thay đổi hay không, kiểm định Wald thực hiện, với giả thuyết Ho tượng phương sai thay đổi Tuy nhiên, giá trị p kết kiểm định 0.0000, cho thấy tồn tượng phương sai thay đổi mơ hình nghiên cứu Kiểm định thực kiểm định Wooldridge4 tượng tự tương quan, giá trị p tính 0.2960, chứng tỏ khơng có tượng tự tương quan mơ hình Để giải vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững sử dụng.5 Wooldridge, J M (2002), "Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data",MA: The MIT Press, Cambridge White, H (1980), "A heteroskedasticity-consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroskedasticity", Econometrica, 48(4), pp 817–838 56 PHỤ LỤC 19 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROC) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết hồi quy tác động trung bình OLS ROC SM Coef Std Err 0.0044299 0.0073614 FEM Coef Std Err 0.0056913 0.0082175 REM Coef Std Err 0.0044299 0.0073614 TM 0.0374313*** 0.0070457 0.0323049*** 0.0113601 0.0374313*** 0.0070457 LEV 0.0943595*** 0.026185 0.1743714*** 0.0377455 0.0943595*** 0.026185 Age -0.0012416** 0.0005559 -0.0009012 0.0018824 -0.0012416** 0.0005559 GROWTH 0.0086291 0.0115345 0.0066612 0.0121447 0.0086291 0.0115345 Size CPI _cons 0.0426059*** 0.0166293 0.039052** 0.016937 0.0426059*** 0.0166293 0.1249257 0.1834112 0.1201579 0.1880611 0.1249257 0.1834112 0.0905934*** 0.0248755 0.1347801** 0.0563751 0.0905934*** 0.0248755 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Kết kiểm định Fisher cho thấy hệ số F mơ hình nghiên cứu 0.000 chứng tỏ có tồn đặc điểm riêng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan đưa kết hệ số p 0.000, cho thấy sai số ước lượng có bao gồm sai lệch nhóm Như vậy, hồi quy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, giá trị p kiểm định Hausman 0.0004 sử dụng làm sở đển kết luận phương trình sử dụng ROC làm biến hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo FEM Giá trị p kết kiểm định Wald 0.0000, giá trị p kiểm định Wooldridge tính 0.5108 cho thấy tồn tượng phương sai thay đổi mơ hình nghiên cứu Để giải vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững sử dụng 57 PHỤ LỤC 20 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROC) (HỒI QUY CHO HAI NHÓM DOANH NGHIỆP) ROC SM TM LEV Age GROWTH Size CPI Bảng: Kết hồi quy tác động trung bình OLS FEM Nhóm Nhóm Nhóm Nhóm Coef Coef Coef Coef (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) 0.0167906* 0.0049345 0.0117377 0.0331183** (0.0098919) (0.0094589) (0.01164) (0.0140259) 0.0350573*** 0.0525041*** 0.0413161*** 0.060912*** (0.0095135) (0.0109582) (0.0153387) (0.0174943) -0.1408834*** -0.0136638 -0.1538055*** 0.0735186 (0.0399232) (0.0170061) (0.0500372) (0.0513015) -0.0002429 -0.0013598** -0.0009074 -0.0003903 (0.0009482) (0.0006282) (0.0024014) (0.0036361) -0.0159154 0.0629539*** -0.0187052 0.0340176 (0.0131058) (0.023388) (0.0142351) (0.0247182) 0.0148224 0.0752544*** 0.0077985 0.0407361 (0.0228176) (0.0252203) (0.0236695) (0.0269648) 0.0296539 0.3479163 0.0541027 0.193258 (0.2287489 (0.3480926) (0.2435938) (0.3564277) REM Nhóm Coef (Std Err.) 0.0167906* (0.0098919) 0.0350573*** (0.0095135) -0.1408834*** (0.0399232) -0.0002429 (0.0009482) -0.0159154 (0.0131058) 0.0148224 (0.0228176) 0.0296539 (0.2287489) Nhóm Coef (Std Err.) 0.0049345 (0.0094589) 0.0525041*** (0.0109582) -0.0136638 (0.0170061) -0.0013598** (0.0006282) 0.0629539*** (0.023388) 0.0752544*** (0.0252203) 0.3479163 (0.3480926) 58 _cons 0.1112492*** (0.0343116) 0.0078824 (0.0299113) 0.1230291* -0.074162 0.1112492*** 0.0078824 (0.0712479) (0.0972705) (0.0343116) (0.0299113) (Sai số chuẩn đặt ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp khơng có giấy chứng nhận ISO 22000 59 PHỤ LỤC 21 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROS) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết hồi quy tác động trung bình OLS FEM REM ROS Coef Std Err Coef Std Err Coef Std Err SM 0.0002161 0.00930 0.002191 0.010305 0.000216 0.0093 TM 0.0124438 0.00899 0.011448 0.013629 0.012444 0.00899 LEV -0.1798*** 0.03438 -0.16296*** 0.047083 -0.1798*** 0.034379 AGE -0.001355 0.00082 -0.004617 0.003033 -0.001355 0.000824 GROWTH 0.0142423 0.01442 0.00613 0.01522 0.0142423 0.014422 SIZE 0.09973*** 0.02211 0.08365*** 0.022551 0.0997*** 0.02211 CPI -0.0953367 0.29870 0.128087 0.378892 -0.095337 0.298702 _cons 0.12282*** 0.03310 0.18968** 0.079798 0.1228*** 0.033103 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Kết kiểm định Fisher cho thấy hệ số F mơ hình nghiên cứu 0.000 chứng tỏ có tồn đặc điểm riêng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan đưa kết hệ số p 0.000, cho thấy sai số ước lượng có bao gồm sai lệch nhóm Như vậy, hồi quy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, giá trị p kiểm định Hausman 0.0000 sử dụng làm sở đển kết luận phương trình sử dụng ROS làm biến hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo FEM Giá trị p kết kiểm định Wald 0.0000, giá trị p kiểm định Wooldridge tính 0.0088 cho thấy tồn tượng phương sai thay đổi tự tương quan mơ hình nghiên cứu Để giải vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững Cluster sử dụng 60 PHỤ LỤC 22 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROS) (CHO HAI NHĨM DOANH NGHIỆP) Đối với nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000, kết kiểm định Fisher cho thấy hệ số F mơ hình nghiên cứu 0.000 chứng tỏ mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan đưa kết hệ số p 0.000, cho thấy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, giá trị p kiểm định Hausman 0.0015 sử dụng làm sở đển kết luận ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo FEM Tuy nhiên, kiểm định cho thấy, mơ hình có tồn tượng phương sai thay đổi, vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững sử dụng Đối với nhóm doanh nghiệp khơng có giấy chứng nhận ISO 22000, hệ số F kiểm định Fisher 0.000 chứng tỏ mơ hình FE phù hợp OLS Hệ số p kiểm định Breusch-Pagan 0.0364, cho thấy hồi quy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, giá trị p kiểm định Hausman 0.001 cho thấy ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo FEM Tuy nhiên, kiểm định cho thấy, mơ hình có tồn tượng tự tương quan phương sai thay đổi, vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững Cluster sử dụng 61 Bảng: Kết hồi quy tác động trung bình OLS ROS SM TM LEV AGE GROWTH SIZE CPI Nhóm Coef ( Std Err.) 0.0179152* (0.0097018) 0.0041936 (0.0087365) -0.171344*** (0.0380797) -0.0000253 (0.0008757) -0.0210865 (0.013698) 0.0729981*** (0.0187178) -0.0171768 (0.315909) Nhóm Coef ( Std Err.) -0.06179*** (0.022829) 0.0408688 (0.0262549) -0.38078*** (0.040533) -0.003137** (0.0015614) 0.0992277* (0.059547) 0.149386*** (0.0362041) 1.147585 (1.175005) FEM Nhóm Coef ( Std Err.) -0.0002565 (0.0110715) 0.0279216* (0.01514) -0.1828847*** (0.047349) -0.0066585** (0.0032391) -0.0312726** (0.0136913) 0.0611356*** (0.0181319) 0.4853429 (0.3973065) Nhóm Coef ( Std Err.) 0.0521082 (0.0346607) 0.0161937 (0.0418556) 0.0980071 (0.1200367) -0.0193348* (0.0114284) 0.0188402 (0.0620421) 0.1076575*** (0.0361219) 1.586607 (1.444104) REM Nhóm Coef ( Std Err.) 0.0179152* (0.0097018) 0.0041936 (0.0087365) -0.171344*** (0.0380797) -0.0000253 (0.0008757) -0.0210865 (0.013698) 0.0729981*** (0.0187178) -0.0171768 (0.315909) Nhóm Coef ( Std Err.) -0.061791*** (0.022829) 0.0408688 (0.0262549) -0.380738*** (0.040533) -0.0031373** (0.0015614) 0.0992277* (0.059547) 0.149386*** (0.0362041) 1.147585 (1.175005) 62 _cons 0.1178767*** (0.0318006) 0.1672636** (0.0738995) 0.2300408** 0.2899805 0.1178767*** 0.1672636** (0.0878917) (0.2734106) (0.0318006) (0.0738995) (Sai số chuẩn đặt ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp khơng có giấy chứng nhận ISO 22000 63 PHỤ LỤC 23 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ TOBIN’S Q) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết hồi quy hiệu kinh doanh đo lường tỷ suất Tobin’s Q OLS FEM REM Tobin’s Q Coef Std Err Coef Std Err Coef Std Err SM 0.1458981* 0.0882461 0.0760502 0.0949014 0.1458981* 0.0882461 TM 0.1458574 0.0908976 0.0060197 0.1266721 0.1458574 0.0908976 LEV -0.0263969 0.340471 -0.0817873 0.4430413 -0.0263969 0.340471 AGE 0.0144916 0.0088547 -0.0161607 0.0277623 0.0144916 0.0088547 GROWTH 0.2092666 0.1372708 0.2443989* 0.1437571 0.2092666 0.1372708 SIZE 0.3628495* 0.2021673 0.305853 0.2053958 0.3628495* 0.2021673 CPI 4.662843 2.922407 6.367261* 3.55171 4.662843 2.922407 _cons 0.4271777 0.3408715 1.34426* 0.7348416 0.4271777 0.3408715 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Kết kiểm định Fisher cho thấy hệ số F mơ hình nghiên cứu 0.000, chứng tỏ có tồn đặc điểm riêng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan đưa kết hệ số p 0.000, cho thấy sai số ước lượng có bao gồm sai lệch nhóm Như vậy, hồi quy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, giá trị p kiểm định Hausman 0.1697được sử dụng làm sở đển kết luận phương trình sử dụng Tobin’s Q làm biến hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo REM Dựa kết tính tốn ước lượng theo mơ hình tác động ngẫu nhiên, nhận xét ban đầu rút hai yếu tố khả toán quy mơ kinh doanh có tác động có ý nghĩa thống kê mức 10% lên hiệu kinh doanh doanh nghiệp, hai yếu tố có tác động dương lên hiệu kinh doanh Giá trị p kết kiểm định Wald 0.0000, giá trị p kiểm định Wooldridge tính 0.0104 cho thấy tồn tượng phương sai thay đổi tự tương quan mơ hình nghiên cứu Để giải vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững Cluster sử dụng 64 PHỤ LỤC 24 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ TOBIN’S Q) (HỒI QUY CHO HAI NHÓM DOANH NGHIỆP) Đối với nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000, kết kiểm định Fisher cho thấy mơ hình FE phù hợp OLS Kiểm định Breusch-Pagan cho thấy REM phù hợp hồi quy OLS Cuối cùng, kiểm định đưa đển kết luận ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu ước lượng theo REM Tuy nhiên, kiểm định cho thấy, mơ hình có tồn tượng tự tương quan phương sai thay đổi, vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững Cluster sử dụng Tuy nhiên, theo kết ước lượng, khơng có yếu tố mơ hình có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc Đối với nhóm doanh nghiệp khơng có giấy chứng nhận ISO 22000, sau thực kiểm định Fisher, kiểm định Breusch-Pagan kiểm định Hausman, mơ hình phù hợp với mẫu nghiên cứu xác định mơ hình tác động ngẫu nhiên Kiểm định khuyết tật mơ hình cho thấy, mơ hình có tồn phương sai thay đổi, vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững sử dụng Kết hồi quy cho thấy, có ba yếu tố có tác động dương có ý nghĩa thống kê đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp tốc độ tăng trưởng, quy mô doanh nghiệp số giá tiêu dùng 65 Tobin’s Q SM TM LEV AGE GROWTH SIZE CPI _cons Bảng: Kết hồi quy tác động trung bình OLS FEM REM Nhóm Nhóm Nhóm Nhóm Nhóm Nhóm Coef Coef Coef Coef Coef Coef (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) (Std Err.) 0.1274467 0.0494444 0.0286607 0.0174836 0.1274467 0.0494444 (0.1199009) (0.0916232) (0.128456) (0.1208843) (0.1199009) (0.0916232) 0.2929374 ** 0.0492709 0.1465875 0.0082438 0.2929374 ** 0.0492709 (0.1355675) (0.1079755) (0.1884631) (0.1409153) (0.1355675) (0.1079755) -0 1173624 -0.1848963 -0.046985 -0.4922245 -0.1173624 -0.1848963 (0.5081177) (0.1850187) (0.5782561) (0.4093324) (0.5081177) (0.1850187) 01033 0.0139238* -0.0108253 0.0362882 0.01033 0.0139238* (0.0157757) (0.0082762) (0.0378939) (0.0396171) (0.0157757) (0.0082762) 0724137 0.4020068** 0.1040662 0.4814318** 0.0724137 0.4020068** (0.1623572) (0.1955066) (0.167935) (0.2170969) (0.1623572) (0.1955066) 0.0954502 0.1887626* 0.0928047 0.1927605 0.0954502 0.1887626* (0.2069905) (0.1133644) (0.2092985) (0.1212284) (0.2069905) (0.1133644) -2.726277 9.919915** - 0.7127918 8.847873* -2.086112 9.919915** (3.845354) (3.859169) (4.699005) (5.008458) (3.845354) (3.859169) 0.7029426 0.3710585 1.39545 0.1050618 0.6957563 0.3710585 (0.5126644) (0.3289376) (1.04965) (0.9441644) (0.5126644) (0.3289376) (Sai số chuẩn đặt ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp khơng có giấy chứng nhận ISO 22000 66 ROE ROE PHỤ LỤC 25 MA TRẬN HỆ SỐ TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIÊN TRONG MƠ HÌNH ĐỘNG Bảng: Ma trận hệ số tương quan biến Tobin’s Tobin’s ROC ROS SM TM LEVt-1 Size Age GROWTH GDP CPI ROE t-1 ROC t-1 ROS t-1 Q Q t-1 1.000 ROC 0.061 1.000 (0.295) ROS 0.096 0.433 1.000 (0.097) (0.000) Tobin’sQ 0.091 0.099 0.139 1.000 (0.136) (0.102) (0.022) SM 0.092 0.073 0.202 0.289 1.000 (0.111) (0.209) (0.000) (0.000) TM 0.117 0.103 0.146 0.316 0.131 1.000 (0.044) (0.076) (0.011) (0.000) (0.023) LEVt1 Size Age -0.117 -0.120 -0.349 -0.175 -0.342 -0.235 1.000 (0.043) (0.039) (0.000) (0.004) (0.000) (0.000) -0.211 -0.120 0.321 0.236 0.266 0.088 -0.252 (0.001) (0.059) (0.000) (0.000) (0.000) (0.168) (0.000) 1.000 0.049 -0.014 0.067 0.244 0.047 0.241 -0.008 -0.009 1.000 (0.399) (0.813) (0.251) (0.000) (0.421) (0.000) (0.889) (0.893) 67 GROWTH 0.152 0.184 0.161 0.211 0.110 0.129 -0.114 0.438 -0.128 (0.008) (0.001) (0.005) (0.001) (0.057) (0.025) (0.048) (0.000) (0.027) 1.000 GDP 0.122 -0.068 -0.018 0.019 -0.048 -0.066 0.030 -0.015 0.121 (0.034) (0.243) (0.751) (0.752) (0.413) (0.252) (0.603) (0.813) (0.037) -0.113 (0.050) CPI -0.076 0.058 -0.005 0.027 -0.008 -0.012 0.020 -0.094 0.006 (0.189) (0.313) (0.930) (0.653) (0.886) (0.837) (0.730) (0.140) (0.919) 0.007 (0.911) -0.408 1.000 (0.000) ROE t-1 -0.157 0.059 0.089 0.078 0.112 0.123 -0.184 0.071 0.048 (0.013) (0.356) (0.163) (0.231) (0.076) (0.052) (0.004) (0.261) (0.448) 0.129 (0.042) -0.003 0.169 1.000 (0.965) (0.008) ROC t-1 0.024 0.025 0.076 0.082 0.061 0.124 -0.101 0.053 -0.018 (0.712) (0.691) (0.229) (0.211) (0.338) (0.050) (0.112) (0.407) (0.782) 0.058 (0.362) -0.015 0.001 0.058 1.000 (0.809) (0.992) (0.361) ROS t-1 0.004 -0.006 0.144 0.134 0.217 0.134 -0.358 0.108 0.067 (0.955) (0.929) (0.023) (0.041) (0.001) (0.034) (0.000) (0.087) (0.294) 0.155 (0.014) -0.045 -0.026 0.095 0.430 1.000 (0.483) (0.679) (0.133) (0.000) Tobin’sQ t- 0.088 0.091 0.146 0.758 0.274 0.311 -0.198 0.201 0.220 (0.189) (0.176) (0.030) (0.000) (0.000) (0.000) (0.003) (0.003) (0.001) 0.177 (0.008) 0.046 0.001 0.099 0.092 0.151 1.000 (0.497) (0.985) (0.140) (0.173) (0.024) 1.000 (Mức ý nghĩa thống kê đặt ngoặc đơn) (Nguồn: Tính toán phần mềm Stata 14) 68 Variable LEVt-1 CPI AGE TM SM SIZE GROWTH VIF trung bình PHỤ LỤC 26 KẾT QUẢ KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN Bảng: Kết kiểm tra đa cộng tuyến ROE ROS Tobin’s Q VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF 7.54 0.132587 7.34 0.136260 7.44 0.134435 5.83 0.171419 5.89 0.169908 6.51 0.153531 5.48 0.182637 5.43 0.184177 6.00 0.166753 4.58 0.218522 4.33 0.230817 4.6 0.217240 2.12 0.471543 2.26 0.443123 2.17 0.459839 1.64 0.609271 1.7 0.589953 1.59 0.627884 1.5 0.666929 1.5 0.666891 1.58 0.632082 3.86 3.76 4.14 (Nguồn: Tính tốn phần mềm Stata 14)