Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suấtsinh lợi trên tổng tài sản của công ty cổphần được niêm yết trên thị trườngchứng khoán việt nam năm 2021

HỒ CHÍ MINHKHOA NGÂN HÀNG---TIỂU LUẬN MƠN KINH TẾ LƯỢNGĐỀ TÀI: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TỶ SUẤTSINH LỢI TRÊN TỔNG TÀI SẢN CỦA CÔNG TY CỔPHẦN ĐƯỢC NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNGCHỨNG KHOÁN VIỆ

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH

KHOA NGÂN HÀNG

-TIỂU LUẬN MÔN KINH TẾ LƯỢNG

ĐỀ TÀI: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI TRÊN TỔNG TÀI SẢN CỦA CÔNG TY CỔ PHẦN ĐƯỢC NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM NĂM 2021

GVHD: TS Nguyễn Thanh Hà

Lớp học phần: ECE301_231_10_L13

Nhóm: 5

TP HỒ CHÍ MINH, THÁNG 01 NĂM 2024

BẢNG PHÂN CÔNG CÔNG VIỆC ST

T HỌ VÀ TÊN MSSV CÔNG VIỆC

MỨC ĐỘ HOÀN THÀNH

1 Đinh Bảo Như

(Nhóm trưởng)

050610220411

- Tìm đề tài và dữ liệu

- Xuất Eviews

- Viết PRF và giới thiệu biến phụ thuộc và các biến độc lập

- Lí do chọn đề tài

- Kiểm tra các giả thiết củaphương pháp OLS

- Tổng hợp và chỉnh sửa fileWord, Eviews

- Kiểm định tác động của các nhân tố đến biến phụthuộc

- Kiểm tra các giả thiết củaphương pháp OLS

- Kiểm định thừa biến

100%

3 Huỳnh Nguyễn

Tuyết Như

050610221202

- Tìm đề tài và dữ liệu

- Xuất Eviews

- Nhận xét mức độ phù hợpcủa hàm hồi quy

- Kiểm định phương sai sai

4 Lê Thị Hồng

Nhung

050610221192

- Tìm đề tài và dữ liệu

- Xuất Eviews

- Kiểm định bỏ sót biến

- Kiểm định dạng hàm sai dothiếu biến

- Kết luận đề tài

- Nêu ý nghĩa của các hệ sốhồi quy

100%

MỤC LỤC

BẢNG PHÂN CÔNG CÔNG VIỆC 1

1 Mở đầu 4

1.1 Tên đề tài nghiên cứu 4

1.2 Lý do chọn đề tài 4

1.3 Mục tiêu nghiên cứu 4

2 Đề xuất mô hình nghiên cứu 4

2.1 Mô hình nghiên cứu 4

2.2 Dữ liệu nghiên cứu 5

3 Phân tích kết quả nghiên cứu 5

3.1 Kiểm định độ phù hợp của hàm hồi quy 5

3.2 Kiểm định tác động của các nhân tố đến biến phụ thuộc 6

3.3 Nêu ý nghĩa của các hệ số hồi quy Các hệ số có phù hợp lý thuyết kinh tế không 8

3.4 Nhận xét về mức độ phù hợp của hàm hồi quy Giải thích ý nghĩa của hệ số xác định 10 3.5 Kiểm tra các giả thiết của phstng pháp OLS Trong trsung hợp mô hình vi phvm giả thiết của phstng pháp OLS 10

3.5.1 Kiểm định phương sai sai số thay đổi 10

3.5.2 Kiểm định đa cộng tuyến 12

3.5.3 Vấn đề phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên 12

3.5.4 Vấn đề kì vọng của sai số ngẫu nhiên khác 0 13

3.6 Kiểm định mô hình thừa biến 15

4 Kết luận 16

1 Mở đầu

1.1 Tên đề tài nghiên cứu

Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của công ty cổ phầnđược niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2021

1.2 Lý do chọn đề tài

Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) là một chỉ tiêu quan trọng phản ánh hiệu quảhoạt động của doanh nghiệp ROA càng cao thì doanh nghiệp càng có khả năng tạo ra lợinhuận từ tổng tài sản của mình

Thị trường chứng khoán Việt Nam trong những năm gần đây có sự phát triển mạnh

mẽ, thu hút ngày càng nhiều doanh nghiệp tham gia Trong bối cảnh đó, việc nghiên cứu cácnhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của công ty cổ phần được niêm yếttrên thị trường chứng khoán Việt Nam là một vấn đề có tính cấp thiết và thực tiễn

Về mặt lý luận, nghiên cứu này góp phần bổ sung và hoàn thiện lý luận về các nhân tốảnh hưởng đến ROA của doanh nghiệp Kết quả nghiên cứu sẽ giúp các nhà đầu tư, các nhàquản lý doanh nghiệp và các nhà hoạch định chính sách có cái nhìn tổng quan và sâu sắc hơn

về các yếu tố ảnh hưởng đến ROA của doanh nghiệp, từ đó có những quyết định hợp lý tronghoạt động của mình

Về mặt thực tiễn, nghiên cứu này cung cấp những thông tin hữu ích cho các doanhnghiệp về các yếu tố cần chú trọng để nâng cao ROA Kết quả nghiên cứu sẽ giúp các doanhnghiệp có những định hướng và giải pháp cụ thể để nâng cao hiệu quả hoạt động, từ đó tăngcường sức cạnh tranh và phát triển bền vững Đó là lý do nhóm chọn đề tài nghiên cứu: “Cácnhân tố ảnh đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của công ty cổ phần được niêm yết trênthị trường chứng khoán Việt Nam năm 2021”

1.3 Mục tiêu nghiên cứu

Phân tích những nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của công ty

cổ phần được niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2021

2 Đề xuất mô hình nghiên cứu

2.1 Mô hình nghiên cứu

PRF: ROA = β1 + β2DT + β3LOG(SIZE) + β4CP + β5LOG(NO) + β6KV + u

Các biến sử dụng trong mô hình

HIỆU TÊN BIẾN

ĐƠN

VỊ DIỄN GIẢI ROA Tỷ suất sinh lợi trên tổng tàisản %

Tổngtài sản

CP Tỷ lệ sở hữu cổ phần của

SIZE Quy mô doanh nghiệp % Logarit của tổng tài sản

DT Tỷ lệ doanh thu của doanhnghiệp % DT = DT(a)−DT (a−1)

DT (a−1)

KV Khu vực hoạt động của công

ty

KV = 0 nếu Công ty đó ở TP Hồ Chí Minh

KV = 1 nếu Công ty đó không ở TP HồChí Minh

2.2 Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu: Dữ liệu chéo.

Số quan sát: 40.

Nguồn dữ liệu: Trang thông tin điện tử tổng hợp.

3 Phân tích kết quả nghiên cứu

3.1 Kiểm định độ phù hợp của hàm hồi quy

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares

CP -0.080664 0.013513 -5.969287 0.0000LOG(NO) -0.638624 0.221685 -2.880772 0.0068

KV -2.406463 0.495265 -4.858942 0.0000R-squared 0.771146 Mean dependent var 5.569250Adjusted R-squared 0.737491 S.D dependent var 2.317111

100% (1)

49

ÔN TẬP LÃI SUẤT SV

- Ôn tập lãi suất

None

7

The Path of the Law

- nhập môn ngành… Luật doanh

nghiệp 100% (1)

20

BTVN BUỔI 1 - bai tap

S.E of regression 1.187186 Akaike info criterion 3.318530

Sum squared resid 47.91999 Schwarz criterion 3.571862

Log likelihood -60.37061 Hannan-Quinn criter 3.410127

F-statistic 22.91326 Durbin-Watson stat 1.003021

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng hàm hồi quy này phù hợp.

3.2 Kiểm định tác động của các nhân tố đến biến phụ thuộc

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares

R-squared 0.771146 Mean dependent var 5.569250

Adjusted R-squared 0.737491 S.D dependent var 2.317111

S.E of regression 1.187186 Akaike info criterion 3.318530

Sum squared resid 47.91999 Schwarz criterion 3.571862

Log likelihood -60.37061 Hannan-Quinn criter 3.410127

F-statistic 22.91326 Durbin-Watson stat 1.003021

Prob(F-statistic) 0.000000

Hàm hồi quy mẫu: ^ROA = 8.681318 1.589870DT 0.582880LOG(SIZE) 0.080664CP 0.638624LOG(NO) - 2.406463KV

-Bài nói về jobspeaking Báo chí 100% (2)

2

Kiểm định tác động của biến DT đến biến ROA

Mức ý nghĩa: 5%

H 0: β2 = 0

H 1: β2 ≠ 0

P - value = 0.0308 < α = 0.05 → bác bỏ H , chấp nhận H0 1

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng tỷ lệ doanh thu của doanh nghiệp có tác

động đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản

Kiểm định tác động của biến SIZE đến biến ROA

Mức ý nghĩa: 5%

H 0: β3 = 0

H 1: β3 ≠ 0

P - value = 0.0091 < α = 0.05 → bác bỏ H , chấp nhận H0 1

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng quy mô doanh nghiệp có tác động đến tỷ

suất sinh lợi trên tổng tài sản

Kiểm định tác động của biến CP đến biến ROA

Mức ý nghĩa: 5%

H 0: β4 = 0

H 1: β4 ≠ 0

P - value = 0.0000 < α = 0.05 → bác bỏ H , chấp nhận H0 1

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng tỷ lệ sở hữu cổ phần của HĐQT có tác

động đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản

Kiểm định tác động của biến NO đến biến ROA

Mức ý nghĩa: 5%

H 0: β5 = 0

H 1: β5 ≠ 0

P - value = 0.0068 < α = 0.05 → bác bỏ H , chấp nhận H 0 1

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng tỷ lệ nợ có tác động đến tỷ suất sinh lợi

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, có thể cho rằng khu vực hoạt động của công ty có tác

động đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản

3.3 Nêu ý nghĩa của các hệ số hồi quy Các hệ số có phù hợp lý thuyết kinh tế không.

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares

CP -0.080664 0.013513 -5.969287 0.0000LOG(NO) -0.638624 0.221685 -2.880772 0.0068

KV -2.406463 0.495265 -4.858942 0.0000R-squared 0.771146 Mean dependent var 5.569250Adjusted R-squared 0.737491 S.D dependent var 2.317111S.E of regression 1.187186 Akaike info criterion 3.318530Sum squared resid 47.91999 Schwarz criterion 3.571862Log likelihood -60.37061 Hannan-Quinn criter 3.410127F-statistic 22.91326 Durbin-Watson stat 1.003021Prob(F-statistic) 0.000000

PRF: ROA = β1 + β2DT + β3LOG(SIZE) + β4CP + β5LOG(NO) + β6KV + u

β2 = -1.589870 cho biết khi không phân biệt khu vực hoạt động, quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ

sở hữu cổ phần của HĐQT và tỷ lệ nợ nếu tỷ lệ doanh thu của doanh nghiệp tăng 1% thì tỷsuất sinh lợi trung bình giảm 1.589870%

^

β3 = -0.582880 cho biết khi không phân biệt khu vực hoạt động, tỷ lệ doanh thu của doanhnghiệp, tỷ lệ sở hữu cổ phần của HĐQT và tỷ lệ nợ nếu quy mô doanh nghiệp tăng 1% thì giátrị trung bình tỷ suất sinh lợi giảm 0.00582880%

^

β4 = -0.080664 cho biết khi không phân biệt khu vực hoạt động, tỷ lệ doanh thu của doanhnghiệp, quy mô doanh nghiệp và tỷ lệ nợ nếu tỷ lệ sở hữu cổ phần HĐQT tăng 1% thì tỷ suấtsinh lợi trung bình giảm 0.080664%

^

β5 = -0.638624 cho biết khi không phân biệt khu vực hoạt động, tỷ lệ doanh thu của doanhnghiệp, quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ sở hữu cổ phần của HĐQT nếu tỷ lệ nợ tăng 1% thì giá trịtrung bình tỷ suất sinh lợi giảm 0.00638624%

β2 < 0 phù hợp với lý thuyết kinh tế vì các công ty sản xuất được chọn trong tổng thể đã đạt

đến mức độ bão hòa do đó khi doanh thu tăng dẫn đến chi phí tăng nhiều làm lợi nhuận khôngtăng mà còn giảm Do đó tăng doanh thu nhưng tỷ suất sinh lợi vẫn giảm

^

β4 < 0 phù hợp với lý thuyết kinh tế về tỷ lệ sở hữu cổ phần của HĐQT có ảnh hưởng tiêu cực

đến vấn đề hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp mà Gul & Leung (2004); Rechner &Dalton (1991) đưa ra Các tác giả này cho rằng khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của HĐQT càng cao

sẽ tạo ra một HĐQT có quyền lực tuyệt đối và cá nhân này có khả năng sẽ tối đa hóa lợi íchcủa bản thân dựa trên số cổ phần mà cá nhân này nắm giữ, đồng thời dẫn tới sự giám sát kémhiệu quả trong hệ thống quản lý của HĐQT Từ đó có thể cho rằng tỷ lệ sở hữu cổ phần củaHĐQT tăng thì tỷ suất sinh lợi của công ty giảm

^

β5 < 0 phù hợp với lý thuyết kinh tế về Lý thuyết nghiên cứu về Nợ - Lý thuyết “Debtoverhang” mà Jeffrey Sachs đưa ra Tác giả này cho rằng nợ quá cao sẽ làm giảm tăng trưởngkinh tế, một công ty nợ quá nhiều sẽ phải gánh chịu dịch vụ nợ cao, mức nợ quá cao thì khảnăng trả nợ giảm Từ đó có thể cho rằng khi tỉ lệ nợ tăng thì tỷ suất sinh lợi giảm

β6 < 0 phù hợp với lý thuyết kinh tế vì TP Hồ Chí Minh là thành phố phát triển kinh tế bậcnhất ở Nam Bộ tại Việt Nam nên tỷ suất sinh lợi của công ty tại TP Hồ Chí Minh có khảnăng cao hơn tỷ suất sinh lợi của công ty không ở tại TP Hồ Chí Minh

3.4 Nhận xét về mức độ phù hợp của hàm hồi quy Giải thích ý nghĩa của hệ số xác định

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares

CP -0.080664 0.013513 -5.969287 0.0000LOG(NO) -0.638624 0.221685 -2.880772 0.0068

KV -2.406463 0.495265 -4.858942 0.0000R-squared 0.771146 Mean dependent var 5.569250Adjusted R-squared 0.737491 S.D dependent var 2.317111S.E of regression 1.187186 Akaike info criterion 3.318530Sum squared resid 47.91999 Schwarz criterion 3.571862Log likelihood -60.37061 Hannan-Quinn criter 3.410127F-statistic 22.91326 Durbin-Watson stat 1.003021Prob(F-statistic) 0.000000

0 ≤ ≤ 1: Khi R 2 R 2 càng tiến gần về 1 thể hiện mức độ phù hợp của hàm hồi quy càng cao vàngược lại → R 2 = 0,771146 cho thấy mức độ phù hợp của hàm hồi quy mẫu cao

R 2 = 0,771146 cho biết các biến tỉ lệ doanh thu, quy mô doanh nghiệp, cổ phần, nợ và khu vựcgiải thích được 77,1146% sự thay đổi của biến tỷ suất sinh lợi trung bình

3.5 Kiểm tra các giả thiết của phstng pháp OLS Trong trsung hợp mô hình vi phvm giả thiết của phstng pháp OLS

3.5.1 Kiểm định phstng sai sai số thay đổi

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic 2.741404 Prob F(19,20) 0.0151Obs*R-squared 28.90225 Prob Chi-Square(19) 0.0675Scaled explained SS 16.07481 Prob Chi-Square(19) 0.6523

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 01/14/24 Time: 16:57

Sample: 1 40

Included observations: 40

Collinear test regressors dropped from specification

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 2.348825 3.913791 0.600141 0.5552DT^2 -2.196833 4.253838 -0.516436 0.6112DT*LOG(SIZE) 1.184586 1.381927 0.857198 0.4015DT*CP 0.061853 0.081475 0.759173 0.4566DT*LOG(NO) 0.964190 3.256187 0.296110 0.7702DT*KV 0.747859 5.712744 0.130911 0.8972

DT -1.894870 6.488924 -0.292016 0.7733LOG(SIZE)^2 -0.515042 0.181167 -2.842913 0.0101LOG(SIZE)*CP 0.012148 0.045929 0.264504 0.7941LOG(SIZE)*LOG(NO) -0.531974 0.835684 -0.636573 0.5316LOG(SIZE)*KV -0.401463 1.172086 -0.342520 0.7355LOG(SIZE) -0.218332 1.534262 -0.142304 0.8883CP^2 0.000394 0.002375 0.165967 0.8698CP*LOG(NO) -0.020453 0.032532 -0.628702 0.5367CP*KV -0.102482 0.136394 -0.751365 0.4612

CP 0.002582 0.131181 0.019682 0.9845LOG(NO)^2 0.230922 0.130379 1.771158 0.0918LOG(NO)*KV 0.916955 1.508798 0.607739 0.5502LOG(NO) 1.000104 1.588394 0.629632 0.5361KV^2 2.372433 3.994419 0.593937 0.5592R-squared 0.722556 Mean dependent var 1.198000Adjusted R-squared 0.458985 S.D dependent var 1.505420S.E of regression 1.107292 Akaike info criterion 3.348566Sum squared resid 24.52193 Schwarz criterion 4.193005Log likelihood -46.97131 Hannan-Quinn criter 3.653888F-statistic 2.741404 Durbin-Watson stat 2.281428Prob(F-statistic) 0.015127

Mức ý nghĩa: 5%

H 0 : Chưa phát hiện mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

H 1: Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

P - value = 0.0675 > α = 0.05 → Bác bỏ H , chưa có cơ sở để bác bỏ H1 0

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, chưa phát hiện mô hình có hiện tượng phương sai.

3.5.2 Kiểm định đa cộng tuyến

Variance Inflation Factors

Date: 01/14/24 Time: 17:02

Sample: 1 40

Included observations: 40

Coefficient Uncentered Centered

DT 0.497597 2.845608 1.100788LOG(SIZE) 0.044384 2.075541 1.161036

CP 0.000183 1.642632 1.146813LOG(NO) 0.049144 2.288599 1.068017

KV 0.245287 5.395091 1.213896

H 0 : Mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến

H 1 : Chưa phát hiện mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến

VIF < 10 → Bác bỏ H , chấp nhận H0 1

Kết luận: Chưa phát hiện mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến

3.5.3 Vấn đề phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên

Mức ý nghĩa: 5%

H 0: Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn

H 1 : Sai số ngẫu nhiên không có phân phối chuẩn

P-value = 0,73035 ≥ 0,05 → Bác bỏ H , chưa đủ cơ sở để bác bỏ H1 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.

3.5.4 Vấn đề kì vọng của sai số ngẫu nhiên khác 0

3.5.4.1 Kiểm định mô hình bỏ sót biến

Biến RISK: Rủi ro kinh doanh (%)

Kiểm định mô hình có bỏ sót biến RISK:

Omitted Variables Test

Null hypothesis: RISK are jointly significant

Equation: UNTITLED

Specification: ROA C DT LOG(SIZE) CP LOG(NO) KV

Omitted Variables: RISK

Value df Probabilityt-statistic 0.835198 33 0.4096

Unrestricted LogL -59.95225

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares

CP -0.076109 0.014628 -5.202858 0.0000LOG(NO) -0.609545 0.225383 -2.704486 0.0107

KV -2.597437 0.547515 -4.744046 0.0000RISK -0.074827 0.089592 -0.835198 0.4096R-squared 0.775883 Mean dependent var 5.569250

Adjusted R-squared 0.735135 S.D dependent var 2.317111S.E of regression 1.192502 Akaike info criterion 3.347613Sum squared resid 46.92803 Schwarz criterion 3.643167Log likelihood -59.95225 Hannan-Quinn criter 3.454476F-statistic 19.04079 Durbin-Watson stat 0.915478Prob(F-statistic) 0.000000

Mức ý nghĩa: 5%

H 0 : Chưa phát hiện mô hình bỏ sót biến

H 1 : Mô hình bỏ sót biến

P-value = 0.4096 > α = 0.05 → Bác bỏ H , chưa đủ cơ sở để bác bỏ H1 0

Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 5%, chưa đủ cơ sở cho rằng mô hình bỏ sót biến RISK 3.5.4.2 Kiểm định dvng hàm sai

Ramsey RESET Test

Equation: UNTITLED

Specification: ROA C DT LOG(SIZE) CP LOG(NO) KV

Omitted Variables: Squares of fitted values

Value df Probabilityt-statistic 0.104635 33 0.9173

Unrestricted LogL -60.36397

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: ROA

Method: Least Squares