Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

Bài viết này nhằm xác định tác động của các nhân tố đến hiệu quả tài chính của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội trong giai đoạn từ 2013-2017.

Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bài Nghiên cứu Open Access Full Text Article Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài cơng ty niêm yết sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Hồ Xuân Thủy* , Đinh Lê Minh Hiếu, Dzoãn Khoa Danh, Phạm Phú Thành Đạt, Nguyễn Hồng Ngọc, Phạm Như Ngọc TÓM TẮT Use your smartphone to scan this QR code and download this article Trường Đại học Kinh tế- Luật, ĐHQG.HCM, Việt Nam Liên hệ Hồ Xuân Thủy, Trường Đại học Kinh tế- Luật, ĐHQG.HCM, Việt Nam Email: hoxuanthuy@uel.edu.vn Lịch sử • Ngày nhận: 19/3/2020 • Ngày chấp nhận: 5/5/2020 • Ngày đăng: 11/9/2020 DOI : 10.32508/stdjelm.v4i3.663 Bản quyền © ĐHQG Tp.HCM Đây báo công bố mở phát hành theo điều khoản the Creative Commons Attribution 4.0 International license Tối đa hóa lợi nhuận mục tiêu quan trọng doanh nghiệp Do đó, cải thiện hiệu tài ln mối quan tâm doanh nghiệp để điều hành kinh doanh ổn định phát triển bền vững Để đo lường hiệu tài chính, số lợi nhuận sử dụng phổ biến tỷ suất lợi nhuận tài sản (ROA), tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu (ROE) Chúng thực tổng quan tài liệu nhận thấy: đánh giá yếu tố tác động đến hiệu tài chủ đề thu hút quan tâm nhiều nhà nghiên cứu giới Việt Nam Tuy nhiên, có số nghiên cứu cho kết khác nhau, cho thấy có khác biệt mối quan hệ nhân tố tác động đến hiệu tài doanh nghiệp thuộc lĩnh vực khác quốc gia khác Nghiên cứu nhằm xác định tác động nhân tố đến hiệu tài cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) giai đoạn từ 2013-2017 Các nhân tố bao gồm thuế thu nhập doanh nghiệp, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, thời gian hoạt động doanh nghiệp tính khoản Bằng phương pháp xử lý liệu bảng, mơ hình FEM tìm thấy phù hợp với liệu nghiên cứu Trong nghiên cứu này, biến tỷ suất lợi nhuận tài sản (ROA) sử dụng để đo lường hiệu tài công ty Kết nghiên cứu cho thấy thuế thu nhập doanh nghiệp, quy mô công ty tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp có tác động ngược chiều đến hiệu tài Trong đó, tính khoản có tác động chiều Nhưng, khơng có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê ROA thời gian hoạt động doanh nghiệp Quy mơ thuế thu nhập doanh nghiệp có ảnh hưởng lớn đến hiệu tài cơng ty Phát nghiên cứu giúp biện pháp nâng cao hiệu tài cơng ty niêm yết HNX Từ khố: Thuế thu nhập doanh nghiệp, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, thời gian hoạt động, tính khoản, hiệu tài GIỚI THIỆU Trong 10 năm trở lại đây, hiệu tài nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài doanh nghiệp (DN) nhiều nghiên cứu quan tâm Các nhà nghiên cứu đưa nhiều thước đo khác để đo lường hiệu tài tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE), tỷ suất sinh lời doanh thu (ROS) Ngoài ra, nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài đa dạng Chẳng hạn, nghiên cứu Abor (2008) , Pouraghajan et al (2012) , Gatsi et al (2013) tác động quy mô DN đến hiệu tài DN Nghiên cứu Amidu (2007) , Pouraghajan et al (2012) đưa kết luận mối quan hệ tốc độ tăng trưởng hiệu tài DN Durah et al (2016) , Al-Qadi & Khanji (2018) nghiên cứu mối quan hệ tính khoản hiệu tài cơng ty đưa thêm giả thuyết bên cạnh giả thuyết tăng trưởng DN Tuy nhiên, kết nghiên cứu thực không đồng Abor (2008) , Gatsi et al (2013) khẳng định quy mô DN tác động thuận chiều đến hiệu tài DN Trái lại, kết luận từ nghiên cứu Pitulice et al (2018) cho quy mô không tác động đến hiệu tài Hay, nghiên cứu Pouraghajan et al (2012) khẳng định tốc độ tăng trưởng tương quan chiều với hiệu tài với nghiên cứu Makman & Gartner (2003) đưa kết không tác động Tại Việt Nam, thị trường chứng khoán năm gần dần phục hồi sau khủng hoảng năm 2008, kinh tế Việt Nam bước vào chu kỳ tăng trưởng cao ổn định giúp cho thị trường chứng khoán trở thành kênh dẫn vốn ngày quan trọng kinh tế Tuy nhiên, thị trường có phân hóa mạnh mẽ giá mức độ tăng trưởng mã cổ phiếu, ngành khác Điều lý giải nhiều nguyên nhân mà phân thành hai nhóm yếu tố bên Trích dẫn báo này: Thủy H X, Hiếu D L M, Danh D K, Đạt P P T, Ngọc N H, Ngọc P N Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài công ty niêm yết sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sci Tech Dev J - Eco Law Manag.; 4(3):948-963 948 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 yếu tố bên Các yếu tố bên ngồi: tình hình kinh tế vĩ mơ, yếu tố đặc thù ngành,…; yếu tố bên như: hiệu tài chính, triển vọng tăng trưởng,…Trong đó, hiệu tài yếu tố đóng vai trị then chốt việc định giá cơng ty Vì vậy, nhiều nghiên cứu Việt Nam tập trung nghiên cứu hiệu tài 9–12 Dù vậy, nghiên cứu trước Việt Nam hầu hết tập trung vào Sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) mà có nghiên cứu HNX Do đó, mục đích nghiên cứu xây dựng kiểm định mơ hình để đo lường nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài cơng ty niêm yết HNX Từ đó, đưa gợi ý sách nhằm nâng cao hiệu tài DN TỔNG QUAN Các nghiên cứu nước Abor (2008) , Pouraghajan et al (2012) , Gatsi et al (2013) , Manh Dung Tran et al (2019) 13 … khẳng định tác động quy mô DN đến hiệu tài Đa số quan điểm tác giả đồng DN có quy mơ lớn hiệu tài cao Ngồi ra, Rohaya et al (2010) 14 , Gatsi et al (2013) , Pitulice et al (2018) cho có mối tương quan nghịch thuế thu nhập DN hiệu tài thực nghiên cứu tác động thuế định tài công ty Bên cạnh đồng nghiên cứu, nhân tố thời gian hoạt động DN nghiên cứu kiểm định mối quan hệ với hiệu tài chính, tồn quan điểm trái ngược vấn đề Makman & Gartner (2003) , Abor (2008) , Gatsi et al (2013) cho DN có thời gian hoạt động lâu hiệu tài tăng Ngược lại, nghiên cứu Pouraghajan et al (2012) khám phá tác động cấu trúc vốn đến hiệu tài cơng ty niêm yết thị trường chứng khoán Tehran, với mẫu chọn 400 công ty niêm yết cho kết thời gian hoạt động khơng có mối liên hệ ý nghĩa với hiệu tài Ngồi ra, tốc độ tăng trưởng DN nhân tố có quan hệ với hiệu tài có nhiều kết luận trái chiều Gatsi et al (2013) phương pháp hồi quy thực nghiên cứu với 10 công ty sản xuất niêm yết thị trường chứng khoán Ghana khoảng thời gian từ 2005-2012 cho thấy tăng trưởng công ty sản xuất có mối quan hệ tích cực với hiệu tài Nhưng kết luận ngược lại cung cấp Park (2011) 15 , nghiên cứu sử dụng liệu bảng DN lĩnh vực nhà hàng, chạy 949 hồi quy mẫu phương pháp GMM khẳng định tăng trưởng có tác động ngược chiều lợi nhuận công ty Davidsson et al (2009) 16 gần đồng quan điểm cho DN kiếm lợi nhuận có tốc độ tăng trưởng thấp có hội tốt để đạt mục tiêu tăng trưởng cao gia tăng lợi nhuận Tăng trưởng coi yếu tố quan trọng lợi cạnh tranh bền vững với gia tăng lợi nhuận Trong đó, nghiên cứu Makman & Gartner (2003) lại cho tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp khơng có tác động lợi nhuận cơng ty Tương tự, Manh Dung Tran et al (2019) 13 , sử dụng liệu từ báo cáo tài kiểm tốn 269 cơng ty niêm yết lớn thị trường chứng khoán Việt Nam, thực chạy mơ hình hồi quy phân vị OLS để xử lý liệu Kết nghiên cứu khẳng định tốc độ tăng trưởng khơng có tác động đến hiệu tài Một số nghiên cứu khác kiểm định thêm nhân tố tính khoản mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài Durrah et al (2016) thực nghiên cứu để kiểm định mối quan hệ tỷ số khoản số hiệu tài công ty niêm yết ngành công nghiệp thực phẩm giai đoạn từ 2012-2014 Kết nghiên cứu có mối tương quan thuận chiều tỷ số khoản ROA Các nghiên cứu Irawan & Faturohman (2015) 17 , Al-Qadi & Khanji (2018) đồng quan điểm Trái lại, kết nghiên cứu Manh Dung Tran et al (2019) 13 cho thấy khả khoản ngắn hạn hiệu tài DN có mối quan hệ ngược chiều Trong đó, Gatsi et al (2013) nghiên cứu mối quan hệ tính khoản hiệu tài cơng ty lại cho kết tính khoản hiệu tài khơng tồn mối quan hệ tương quan Các nghiên cứu Việt Nam Kế thừa nghiên cứu nước ngoài, nghiên cứu VN quan tâm nhiều đến nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài DN Dựa lý thuyết “Lợi kinh tế nhờ quy mô”, Đỗ Dương Thanh Ngọc (2011) 18 tập trung nghiên cứu mối quan hệ hiệu hoạt động kinh doanh với quy mô DN ngành xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2006 – 2010 Kết nghiên cứu khẳng định biến quy mơ DN khơng có ý nghĩa thống kê, tác giả giải thích điều DN có quy mơ lớn lợi nhuận tăng phần tăng lại không đủ lớn để khiến cho tỷ suất lợi nhuận tăng Tương tự, nghiên cứu Nguyễn Quang Khải (2015) 11 thực phân tích 112 DN Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 niêm yết giai đoạn 2009- 2014 cho kết biến quy mơ DN khơng có ý nghĩa thống kê Cũng nghiên cứu ngành xây dựng sử dụng lý thuyết “Lợi kinh tế nhờ quy mô”, Võ Thị Tuyết Hằng (2015) 10 mở rộng phạm vi từ 40 DN lên 107 DN ngành Xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010 – 2013 Kết nghiên cứu quy mơ DN lớn hiệu hoạt động kinh doanh cao, điều phù hợp với lý thuyết “Lợi kinh tế nhờ quy mô”, DN có quy mơ lớn phát huy tốt hiệu qủa tài sản qua tăng tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản Bên cạnh đó, Chu Thị Thu Thủy, Nguyễn Thanh Huyền, Ngô Thị Quyên (2015) dựa lý thuyết “Lựa chọn” cho kết trái ngược Nghiên cứu kiểm định nhân tố quy mô DN ảnh hưởng đến hiệu tài dựa số liệu 230 cơng ty cổ phần phi tài niêm yết sàn HOSE Kết hồi quy bội quy mơ cơng ty có tác động ngược chiều hiệu qủa tài Nghiên cứu khác Huỳnh Thị Tuyết Phượng (2016) 12 cho kết song đôi Tác giả thực nghiên cứu dựa liệu hiệu hoạt động sản suất kinh doanh 180 DN phi tài niêm yết Sàn HOSE giai đoạn 2011 đến 2015 Kết nghiên cứu cho thấy quy mơ DN có ý nghĩa ROE khơng có ý nghĩa thống kê ROA Ngồi nhân tố quy mơ, nghiên cứu xác định nhân tố khác có ảnh hưởng đến hiệu tài DN Thời gian hoạt động DN cao hiệu tài cao khẳng định qua nghiên cứu Nguyễn Quang Khải (2015) 11 , Quan Minh Nhựt (2014) 19 sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến dựa vào phương pháp bình phương nhỏ để ước lượng nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động 58 DN bất động sản niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010 – 2012 Tuy nhiên, kết nghiên cứu Huỳnh Thị Tuyết Phượng (2016) 12 đưa hoàn toàn trái ngược, thời gian hoạt động DN có mối tương quan ngược chiều hai mơ hình hồi quy ROA ROE Hơn nữa, mơ hình nghiên cứu trên, kết nghiên cứu khẳng định tốc độ tăng trưởng DN tác động tích cực đến hiệu tài 10,12 Hay, khả tốn khơng có tác động đến hiệu tài Như nhận thấy, có nhiều nghiên cứu thực để kiểm định ảnh hưởng nhân tố đến hiệu tài DN thời gian qua Bên cạnh kết đạt được, nghiên cứu thuộc lĩnh vực số điểm cần phải bàn luận thêm Cụ thể, kết nghiên cứu thực khơng đồng nhất, có nhân tố tác động nghiên cứu lại khơng tác động có hướng tác động ngược lại, chiều hướng tác động mạnh yếu nhân tố khác Thêm nữa, nghiên cứu thực thường gắn với cơng ty niêm yết thị trường chứng khốn quốc gia, khó đưa kết luận cho tất quốc gia Hơn nữa, nghiên cứu Việt Nam tập trung chủ yếu sàn HOSE, nghiên cứu thực hai sàn HOSE HNX lại tập trung vào ngành định (bất động sản, xây dựng), hai sàn có đặc điểm khác số liệu phân tích giai đoạn khác Vì vậy, nhu cầu nghiên cứu bổ sung cho nghiên cứu trước nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài cần thiết khía cạnh sở lý thuyết, phạm vi nghiên cứu kết nghiên cứu Do đó, nghiên cứu này, khái quát sở lý thuyết hiệu tài nhân tố tác động đến hiệu tài chính, sử dụng liệu bảng thu thập từ báo cáo tài cơng ty niêm yết HNX để thực kiểm định mơ hình nghiên cứu đối chiếu, bàn luận với kết nghiên cứu thực CÁC LÝ THUYẾT NỀN ĐƯỢC ÁP DỤNG ĐỂ NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH DN Lý thuyết lợi kinh tế nhờ quy mô Lý thuyết xuất phát từ Adam Smith với ý tưởng mong muốn thu lợi nhuận sản suất lớn nhờ phân công lao động Việc giảm chi phí bình qn chi phí cận biên kéo dài gia tăng quy mô đơn vị vận hành nhà máy Tính kinh tế quy mơ nội tổ chức (giảm chi phí yếu tố cơng nghệ quản lý) bên ngồi (giảm chi phí hiệu công nghệ ngành) Trong trình sản xuất, DN ln có lượng chi phí cố định khoản chi phí khơng thay đổi theo quy mô sản xuất mức doanh số tiền thuê nhà, thuê tài sản, tiền bảo hiểm chi trả lãi vay Vì vậy, sản lượng tăng, DN đạt lợi nhờ quy mơ chi phí cố định chia cho nhiều đơn vị sản lượng nên làm giảm chi phí đơn vị sản phẩm Do tính chun mơn hóa, số ngành nghề riêng lẻ, công ty phải đảm đương tất công việc kinh doanh họ mở rộng sản xuất th thêm lao động người cơng nhân tập trung vào cơng việc cụ thể giải cơng việc có hiệu hơn, góp phần làm giảm chi phí bình qn DN có quy mô lớn thường cần đến lợi loại máy móc mới, 950 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 đại, với mức sản lượng cao chi phí khấu hao máy móc chia cho số lượng lớn sản phẩm với kĩ thuật sản xuất sản xuất nhiều sản phẩm, làm cho chi phí bình qn giảm Do đó, dựa vào lý thuyết lợi kinh tế nhờ quy mô, nhiều nghiên cứu sử dụng lý thuyết để giải thích tác động nhân tố quy mô công ty đến hiệu hoạt động tài cơng ty 10,11,18 Thứ DN có lợi việc mua số lượng lớn yếu tố đầu vào, nhờ việc giảm giá chiết khấu thương mại, yếu tố đầu vào có mức chi phí thấp Thứ hai DN có lợi kĩ thuật sử dụng máy móc đại hiệu hơn, phân bổ chi phí (đặc biệt chi phí khấu hao) cho nhiều sản phẩm hơn, DN lớn có đủ khả để đầu tư R&D giúp cho DN quy mơ lớn ln vị trí người đầu – điều đặc biệt quan trọng cách mạng công nghệ 4.0 Thứ ba, DN quy mơ lớn có lợi tài chính, DN có quy mơ lớn dễ dàng huy động nguồn tài cách đa dạng (vay ngân hàng, phát hành cổ phiếu, trái phiếu, …) với chi phí vốn mức thấp DN nhỏ Thứ tư, lợi tiếp thị, đa phần chi phí tiếp thị quảng cáo chi phí cố định nhờ cơng ty có quy mơ lớn, số lượng sản phẩm sản xuất nhiều phí tiếp thị tính cho sản phẩm giảm đáng kể Thứ năm, DN có quy mơ lớn thường sở hữu sở tài vững mạnh sách thu hút nhân tài, nhờ cơng ty thường sở hữu đội ngũ nhân viên nhà quản lý chuyên nghiệp hơn, có nhiều kinh nghiệm trình độ cao nên cơng việc hồn thành tốt hơn, xác hơn, nhanh xảy sai sót Lý thuyết khả toán Nền tảng lý thuyết khả toán từ nghiên cứu Akakpo (2009) 20 Lý thuyết đề cập đến nguyên tắc phổ biến thường áp dụng hợp tình hợp lý công thuế công dân nước nên nộp thuế cho Chính phủ phù hợp với khả tài thân Cụ thể, nguyên tắc áp đặt mức thuế cao người có thu nhập cao thuế suất thấp người có thu nhập thấp, với yếu tố khác khơng thay đổi Người có thu nhập thấp theo nguyên tắc không bị đánh thuế nhiều so với thu nhập tổng thể họ Nhiều tác giả sử dụng lý thuyết nghiên cứu thuế xem xét tác động thuế đến nhân tố khác Đặc biệt nghiên cứu ảnh hưởng thuế thu nhập DN hiệu tài cơng ty 3,7 Gatsi et al (2013) dựa vào nguyên tắc hy sinh 951 bình đẳng tuyệt đối theo lý thuyết để biện luận gánh nặng thuế TNDN doanh ngiệp Các DN phải đóng khoản thuế nhau, trừ DN khơng có lợi nhuận lợi nhuận âm theo phương pháp tính thuế Mức thuế TNDN áp dụng theo tỷ lệ cố định – hữu dụng biên lợi nhuận giảm khoản với tỷ lệ gia tăng lợi nhuận PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Các giả thuyết mô hình nghiên cứu Trên sở lý thuyết nền, tổng quan cơng trình nghiên cứu ngồi nước, nghiên cứu xác định mơ hình nghên cứu lý thuyết (xem Hình 1) xây dựng giả thuyết nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài cơng ty niêm yết HNX (Bảng 1), bao gồm: Biến thuế thu nhập DN (Corporate Income tax- CIT): Gatsi et al (2013) phương pháp hồi quy thực nghiên cứu với 10 công ty sản xuất niêm yết thị trường chứng khoán Ghana khoảng thời gian từ 2005-2012 khẳng định có mối quan hệ ngược chiều đáng kể thuế TND hiệu tài cơng ty Đồng quan điểm cịn có nghiên cứu Pitulice et al (2018) , Rohaya et al (2010) 14 Do vậy, phát triển giả thuyết: Giả thuyết H1: Thuế thu nhập DN có mối quan hệ ngược chiều với hiệu tài Biến Tốc độ tăng trưởng (Growth): Các nghiên cứu Amidu (2007) , Pouraghajan et al (2012) , Gatsi et al (2013) , Abbasi & Malik (2015) 21 khẳng định có mối tương quan tăng trưởng hiệu tài DN, trừ nghiên cứu Makman & Gartner (2003) , Manh Dung Tran et al (2019) 13 cho tốc độ tăng trưởng DN tác động lợi nhuận cơng ty Giải thích cách rõ ràng hơn, Davidsson et al (2009) 16 , Park (2011) 15 đồng quan điểm cho tăng trưởng có tác động ngược chiều lợi nhuận cơng ty Hay nói cách khác, lợi nhuận tạo tăng trưởng tăng trưởng lại cản trở lợi nhuận Tăng trưởng làm gia tăng lợi nhuận, thế, DN kiếm lợi nhuận có tốc độ tăng trưởng thấp có hội tốt để đạt mục tiêu tăng trưởng cao gia tăng lợi nhuận để đạt lợi cạnh tranh bền vững Kế thừa từ kết nghiên cứu này, giả thuyết đưa là: Giả thuyết H2: Tốc độ tăng trưởng có mối quan hệ ngược chiều với hiệu tài Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Biến Quy mô DN (Size): Dữ liệu nghiên cứu Lý thuyết “Lợi kinh tế quy mô” sử dụng để biện luận cơng ty có quy mơ lớn có đặc điểm quan trọng để gia tăng hiệu tài dựa phương diện: tài (cơng ty lớn vay với lãi suất thấp có khả mua nhiều hàng hóa nên hưởng chiết khấu thương mại nhiều hơn); cấu tổ chức (cơng ty lớn trình độ chun mơn mức độ chun mơn hóa lao động cao); trình độ cơng nghệ, kỹ thuật (cơng ty lớn có lợi tỷ lệ chi phí cố định sản phẩm) Như vậy, theo lý thuyết này, cơng ty có quy mơ lớn hiệu tài cao Các nghiên cứu Abor (2008) , Pouraghajan et al (2012) , Gatsi et al (2013) , Manh Dung Tran et al (2019) 13 … kết luận quy mơ DN có tác động thuận chiều đến hiệu tài DN Do đó, dựa kết lý thuyết “Lợi kinh tế nhờ quy mô” kết nghiên cứu trước, xác định giả thuyết sau: Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả tiến hành nghiên cứu thơng tin tồn cơng ty cổ phần niêm yết HNX năm, giai đoạn từ năm 2013 – 2017 Các DN chọn là: hững công ty niêm yết có đầy đủ báo cáo tài chính, cơng ty khơng bị lỗ giai đoạn phân tích, khơng bao gồm DN thuộc ngành Tài chính: Ngân hàng, Cơng ty chứng khốn, Cơng ty bảo hiểm, Quỹ/Cơng ty đầu tư tài chính,…Nguồn liệu báo cáo tài hàng năm kiểm tốn 180 công ty cổ phần niêm yết đủ điều kiện, lấy từ sở liệu Thomson Reuters Trung tâm nghiên cứu tài trường Đại học Kinh tế- Luật Giả thuyết H3: Quy mô DN có mối quan hệ chiều với hiệu tài Biến Thời gian hoạt động DN (A ge) Chỉ trừ nghiên cứu Pouraghajan et al (2012) cho thời gian hoạt động DN khơng có mối tương quan với hiệu tài Trái lại, tất nghiên cứu Makman & Gartner (2003) , Abor (2008) , Gatsi et al (2013) khẳng định DN có thời gian hoạt động lâu hiệu tài tăng Các cơng ty có bề dày lịch sử chứng tỏ uy tín nhiêu Bởi để xây dựng uy tín cho thương hiệu DN cần nhiều thời gian công sức Do đó, cơng ty có thời gian thành lập lâu họ kinh doanh uy tín để bảo vệ thương hiệu Vì vậy, đề xuất giả thuyết: Giả thuyết H4: Thời gian hoạt động DN có mối quan hệ chiều với hiệu tài Biến Tính khoản (Liquidi ty): Hầu hết nghiên cứu có kết luận thống mối quan hệ tính khoản hiệu tài Durrah et al (2016) khẳng định có mối tương quan thuận chiều tỷ số khoản ROA Các nghiên cứu Irawan & Faturohman (2015) 17 , Al-Qadi & Khanji (2018) đồng quan điểm Kế thừa kết nghiên cứu, giả thuyết đưa sau: Giả thuyết H5: Tính khoản có mối quan hệ chiều với hiệu tài Phân tích liệu Trong nghiên cứu này, phương pháp định lượng sử dụng để làm rõ vấn đề nghiên cứu Dựa vào việc tổng quan nghiên cứu trước hiệu tài DN, chúng tơi xây dựng giải thuyết nghiên cứu, mơ hình nghiên cứu thang đo biến mơ hình Với liệu thu thập dạng liệu bảng (panel data), để kiểm định tác động nhân tố đến hiệu tài DN, trình tự xử lý liệu phần mềm stata 12.0 thực sau: - Phương pháp thống kê mơ tả, phân tích tương quan biến sử dụng để có nhận định tổng qt biến mơ hình - Tiến hành phân tích hồi quy đa biến mơ hình bình phương nhỏ gộp (Pooled OLS), mơ hình tác động cố định (FEM) mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) so sánh phù hợp mơ hình để chọn mơ hình tối ưu - Kiểm định phương sai thay đổi, kiểm định tự tương quan liệu bảng khắc phục tượng phương pháp bình phương tối thiểu tổng qt khả thi (FGLS) để có mơ hình đáng tin cậy KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN Thống kê mô tả Bảng cho thấy giai đoạn 2013-2017, tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA) cơng ty có giá trị trung bình năm 0,0689, tức đồng đầu tư vào tài sản công ty thu lại 0,0689 đồng lợi nhuận sau thuế; tỷ số ROA lớn nhỏ công ty 0,3758 0,0003 Thuế TNDN công ty phải nộp trung bình giai đoạn 0,2463 lần tổng doanh thu hoạt động cơng ty Tính khoản cơng ty trung bình 2,2761 Quy mơ cơng ty trung bình 26,4276 tuổi cơng ty trung bình 12,2444 952 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 1: Thang đo kỳ vọng biến mơ hình Tên biến Ký hiệu Thang đo Tham chiếu nguyên cứu trước Kỳ vọng Giả thuyết ROA Tỷ suất sinh lời tổng tài sản (Tỷ suất lợi nhuận tài sản) Pouraghajan et al (2012) Gatsi et al (2013) Thuế thu nhập DN CIT Thuế thu nhập phải nộp/(Doanh thu hoạt động) × 100% Rohaya et al (2010) 14 Gatsi et al (2013) Pitulice et al (2018) - H1 Tốc độ tăng trưởng DN GROWTH (Tổng TS năm trước – Tổng TS năm nay) ÷ Tổng TS năm trước × 100% Pouraghajan et al (2012) Gatsi et al (2013) Abbasi & Malik (2015) 21 - H2 Quy mô DN (SIZE) SIZE Logarit tổng tài sản công ty ngày kết thúc niên độ kế toán Pouraghajan et al (2012) Gatsi et al (2013) Manh Dung Tran et al (2019) 13 + H3 Thời gian hoạt động DN AGE Năm hành- năm thành lập Makman & Gartner (2003) Pouraghajan et al (2012) Gatsi et al (2013) + H4 Tính khoản LIQUIDITY TS ngắn hạn / Nợ ngắn hạn × 100% Irawan & Faturohman (2015) 17 Durrah et al (2016) Al-Qadi & Khanji (2018) + H5 Biến phụ thuộc Hiệu tài Biến độc lập Nguồn: tổng hợp từ nghiên cứu nhóm tác giả Bảng 2: Kết thống kê mô tả biến mơ hình Summarize ROA Thue TNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty, separator (6) Variable Obs Mean Std Dev Min Max ROA 900 ,0688519 ,0563631 ,0003 ,3758 Thue TNDN 900 ,2463161 ,2374369 5,6496 TinhTK 900 2,27609 2,33859 ,2851 20,2228 TangTruong 900 ,1451752 ,5025424 -,5995 8,4755 QuyMo 900 26,42757 1,393694 23,4459 30,9151 TuoiCty 900 12,24444 3,568217 29 Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 953 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Hình 1: Mơ hình nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài chínha a Nguồn: tổng hợp từ nghiên cứu nhóm tác giả Phân tích tương quan biến Bảng mô tả mối quan hệ tương quan với biến mơ hình nghiên cứu gồm biến phụ thuộc ROA biến độc lập lại Kết phân tích cho biết mối tương quan biến độc lập biến phụ thuộc nhằm mục đích để loại bớt biến dẫn đến tượng đa cộng tuyến trước chạy mô hình hồi quy Theo kết Bảng 3, hệ số tương quan cặp biến độc lập mơ hình khơng có cặp lớn 0,8, có khả xảy tượng đa cộng tuyến biến độc lập đưa vào mơ hình Do kết luận mơ hình khơng tồn tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng Mặt khác, để có chứng chắn việc liệu biến thu thập có xảy tượng tượng đa cộng tuyến hay không, chúng tơi kiểm tra hệ số phóng đại phương sai VIF mơ hình hồi quy Kết kiểm tra tượng đa cộng tuyến Bảng Kết kiểm định phần mềm Stata 12 Bảng cho thấy trung bình VIF 1,07, khơng có số VIF biến độc lập vượt 10 Do khơng tồn tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF biến kiểm tra quan hệ tuyến tính Kết hồi quy Bảng 4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai VIF Variable VIF 1/VIF QuyMo 1,16 0,858473 TinhTK 1,15 0,869924 TuoiCty 1,03 0,966233 Thue TNDN 1,01 0,9892230 TangTruong 1,01 0,989729 Mean VIF 1,07 Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 Ước lượng hồi quy mơ hình POLS, FEM VÀ REM Bảng trình bày kết hồi quy nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài DN, theo mơ hình POLS, FEM REM Với kết kiểm định để so sánh cặp mơ hình POLS FEM (F-test), FEM REM (Hausman test), REM POLS (Breusch-Pagan Lagrange test), mơ hình FEM mơ hình tối ưu phù hợp cho nghiên cứu 954 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 3: Kết ma trận tương quan biến pwcorr ROA Thue TNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty, star (10) ROA Thue TNDN TinhTK TangTruong QuyMo ROA 1,000 Thue TNDN -0,1355* 1,000 TinhTK 0,1759* -0,0590** 1,000 TangTruong -0,0642** -0,0151 -0,0196 1,000 QuyMo -0,2105* -0,0480 -0,3465* 0,0782* 1,000 TuoiCty 0,0852* -0,0401 0,1197* -0,0730* -0,1517* TuoiCty 1,000 (*), (**): Tương quan mức ý nghĩa 5%; 10% Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 Bảng 5: Tổng hợp kết hồi quy từ mơ hình POLS, FEM, REM POLS FEM REM ROA Coef Prob Coef Prob Coef Prob ThueTNDN -,0324883 0,000 -,001001 0,852 -,0052833 0,319 TinhTK ,0024769 0,003 ,0028986 0,001 ,002774 0,001 TangTruong -,0053922 0,137 -,0007534 0,791 -,0024286 0,341 QuyMo -,0069524 0,000 -,0124769 0,015 -,0076001 0,001 TuoiCty ,0005976 0,247 ,0010623 0,253 ,0005714 0,361 _Cons ,2484179 0,000 ,3793374 0,004 ,2580488 0,000 R-squared R-squared = 0,0791 Adj Rsquared = 0,0740 F (5,894) within 0,0289 between 0,0699 overall 0,0580 15,36 Prob > F 0,0000 Root MSE ,05424 F-test F(179,715) BP Lagrange test Hausman test within 0,0267 between 0,0787 overall 0,0650 = = F (5,715) 4,25 Prob > F 0,0008 10,44 Prob > F 0,0000 chibar2(01) 726,33 Prob chibar2 chi(2)5 27,84 Prob > chi2 Nguồn: tổng hợp kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 955 = > 0,0000 0,0000 = = = Wald chi2(5) Prob > chi2 35,35 0,0000 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Kiểm định phương sai thay đổi kiểm định tự tương quan Chúng tiến hành kiểm định để đánh giá xem liệu mô hình FEM xây dựng có tồn khiếm khuyết hay không Kết kiểm định Bảng cho thấy giá trị Prob>chi (với giá trị 0,0000) nhỏ 0,05 nên bác bỏ giả thuyết Ho, nói cách khác mơ hình có tượng phương sai thay đổi Kết kiểm định Wooldridge Bảng thể giá trị Prob > F 0,0000 nhỏ mức ý nghĩa 0,05 nên bác bỏ giả thuyết Ho, đồng nghĩa với việc mô hình FEM xây dựng có xảy tượng tự tương quan Khắc phục tượng phương sai thay đổi tự tương quan Để khắc phục tượng phương sai thay đổi tự tương quan, nhóm tác giả thực phương pháp hồi quy FGLS (ước lượng bình phương bé tống quát khả thi) (xem Bảng 8) Kết cho thấy biến thuế TNDN, tính khoản, tốc độ tăng trưởng quy mô DN có ý nghĩa thống kê (chấp nhận giả thuyết H1, H3, H5) cịn tuổi cơng ty khơng có ý nghĩa thống kê Mơ hình hồi quy cuối sau: ROAit = 0,307496 – 0,008305*CITit + 0,0016203* LIQUIDITYit 0,0046155*GROWTHit 0,0095746*SIZEit + α i + Uit Bàn luận kết nghiên cứu Biến thuế TNDN có hệ số hồi quy -0,008305, hệ số P-value = 0,011< 0,05, tác động ngược chiều đến hiệu tài (ROA) Điều có nghĩa thuế TNDN cơng ty tăng lên hiệu tài công ty giảm xuống Kết phù hợp với nghiên cứu Rohaya et al (2010) 14 , Gatsi et al (2013) , Pitulice et al (2018) , Biến tính khoản có hệ số hồi quy là 0,0016203, hệ số P-value = 0,001< 0,05 có tác động chiều với ROA Khi tính khoản cơng ty tăng lên 1% hiệu tài cơng ty tăng khơng đáng kể 0,0016203% Kết giải thích cơng ty có tỷ số khoản tốt cơng ty khơng chịu áp lực tốn khoản nợ ngắn hạn nên khơng cần phải vay khoản vay với lãi suất cao làm tăng chi phí tài với làm giảm hiệu tài cơng ty Tác động biến khoản nhỏ giải thích cơng ty giữ số mức cao (nhiều tiền mặt tiền gửi ngân hàng, tồn kho mức cao) gây lãng phí nguồn lực cơng ty nguồn vốn khơng đầu tư khiến cho hiệu tài bị giảm xuống Kết phù hợp nghiên cứu Durrah et al (2016) , Al-Qadi & Khanji (2018) Biến tăng trưởng có hệ số hồi quy -0,0046155, hệ số P-value = 0,000 < 0,05 có tác động ngược chiều đến hiệu tài cơng ty Các cơng ty năm thường có tổng tài sản tăng lên chưa sử dụng chúng với mục đích hợp lý để đem lại hiệu tài tốt cho cơng ty Thêm vào đó, tài sản sử dụng với suất thấp dẫn tới hiệu tài khơng đạt hiệu Ngồi ra, lợi nhuận tăng khơng tăng nhanh tốc độ tăng trưởng tài sản khiến cho hiệu tài giảm sút Kết phù hợp với nghiên cứu Davidsson et al (2009) 16 , Park (2011) 15 , Huỳnh Thị Tuyết Phượng (2016) 12 Biến quy mơ có hệ số hồi quy có giá trị -0,0095746, hệ số P-value = 0,000 < 0,05 có tác động theo hướng ngược chiều đến hiệu tài DN Kết ngược với nghiên cứu Pouraghajan et al (2012) , Gatsi et al (2013) Nghiên cứu Chu Thị Thu Thủy, Nguyễn Thanh Huyền, gô Thị Quyên (2015) 15 cho kết quy mô hiệu tài có mối quan hệ tương quan ngược Biến tuổi cơng ty có hệ số hồi quy 0,0003204, hệ số Pvalue = 0,379 > 0,05 Kết cho nhận định biến tuổi cơng ty khơng có mối liên hệ ý nghĩa với hiệu tài cơng ty Kết giống kết Pouraghajan et al (2012) GỢI Ý CHÍNH SÁCH Đối với DN Thứ nhất, nâng cao uy tín thị trường định hướng phát triển bền vững DN cần tích cực cập nhật thơng tin, bồi dưỡng chun mơn nghiệp vụ để nâng cao kiến thức, nắm bắt diễn biến thị trường để từ điều chỉnh sản xuất kinh doanh cho phù hợp nhằm nâng cao chất lượng sản phẩm Cơng ty cần tạo dựng hình ảnh lực quản lý, kỹ hoạt động, lực tài nhạy bén kinh doanh Ứng dụng khoa học kỹ thuật vào sản xuất, trang bị đầy đủ máy móc thiết bị, bố trí kế hoạch hợp lý để đảm bảo phận đạt hiệu cơng việc cao Thứ hai, áp dụng phương pháp DN tinh gọn (Lean Enterprise) để giảm chi phí, tăng sản lượng sản phẩm dịch vụ: Liên tục nhận biết lãng phí loại bỏ loại ngun vật liệu, quy trình khơng tạo nên giá trị theo mong muốn khách hàng: áp dụng Thao tác Chuẩn (SOP- Standardized Operating Procedure) để xác định nội dung, bước công việc, thời gian kết tất thao tác nhân viên nhằm loại bỏ khác cách thực công việc nhân viên; xây dựng dây chuyền sản xuất liên tục, khơng có gián đoạn 956 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 6: Kết kiểm định phương sai thay đổi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression madel H0: sigma (i) ^2 = sigma^2 for all i chi2 (180) = 2,3e + 07 Prob>chi2 = 0,0000 Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 Bảng 7: Kết kiểm định tự tương quan xtserial ROA Thue TNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 179) = 34,075 Prob > F = 0,0000 Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 Bảng 8: Kết khắc phục phương sai thay đổi tự tương quan xtgls ROA ThueTNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0,6843) Estimated covariances = 180 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = 900 Number of groups = 180 Time periods = Wald chi2 (5) = 229,14 Prob > chi2 = 0,0000 ROA Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ThueTNDN -,008305 ,0032627 -2,55 0,011 -,146997 -,0019103 TinhTK ,0016203 ,0004817 3,36 0,001 ,006763 ,002295 TangTruong -,0046155 ,001184 -3,9 0,000 -,006936 -,002295 QuyMo -,0095746 ,0009594 -9,98 0,000 -,011455 -,0076942 TuoiCty ,0003204 ,0003642 0,88 0,379 -,0003935 ,0010343 _cons ,307496 ,0263794 11,66 0,000 ,2557933 ,3591987 Nguồn: kết phân tích liệu từ phần mềm Stata 12 Thứ ba, nâng cao khả khoản DN: Tập trung vào trì khả tốn nhanh phù hợp, khơng nên để tài sản có tính chất khoản cao phải thu khách hàng mức thấp so với nợ ngắn hạn, không nên lạm dụng việc sử dụng nợ vay làm tăng chi phí tài Đối với khoản nợ xấu nợ khó địi, nợ q hạn, để giảm bớt rủi ro xảy DN cần có biện pháp thích hợp như: bán khoản phải thu nợ cho công ty mua bán nợ, ngừng cung cấp hàng hóa, dịch vụ cho đơn hàng Thứ tư, hoàn thiện cơng tác kế tốn nói chung kế tốn thuế nói riêng: DN cần phải thực việc lập báo cáo tài trung thực hợp lý, quy định 957 Bộ Tài Đối với quan nhà nước Thứ nhất, đẩy mạnh cải cách thủ tục hành chính, thực thủ tục hành theo chế “một cửa” cửa liên thông ngành, cấp quyền Chấp hành quy định thời gian, thời hạn giải khó khăn, vướng mắc cho người nộp thuế Chấp hành kỷ cương, kỷ luật nội ngành, tiêu chuẩn cần xây, điều cần chống Xoá bỏ kịp thời quy định khơng cần thiết, mẫu hố thống nước loại giấy tờ, thủ tục có nhu cầu giải cơng việc Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Thứ hai, khuyến khích đổi ứng dụng khoa học tiên tiến vào sản xuất: động viên doanh nghiêp cải tiến đổi thiết bị máy móc đại, hỗ trợ ứng dụng thành tựu khoa học - công nghệ, liên kết với quan nghiên cứu chuyển giao thành tựu khoa học Thứ ba, Nhà nước xem xét lại khn khổ sách tài khóa tiền tệ nhằm giảm lạm phát, ổn định tỷ giá hối đoái, giảm lãi suất, ngăn chặn cạnh tranh lãi suất thiếu lành mạnh Theo dõi chặt chẽ diễn biến thị trường chứng khoán, đảm bảo hệ thống ngân hàng an toàn vững chắc; bình ổn giá mặt hàng quan trọng, ngăn chặn tăng giá độc quyền Thứ tư, thường xuyên tổ chức lớp tập huấn chuyên môn nghiệp vụ, phổ biến văn pháp luật DN Cập nhật kiến thức định kỳ cho người làm công tác kế toán Nên tổ chức nhiều buổi hội thảo chuyên sâu thuế TNDN cập nhật kịp thời chuẩn mực quốc tế cho người làm kế toán để hòa nhập với xu hướng chung giới Đưa quy định cụ thể bắt buộc việc kiểm tốn cơng ty có quy mơ lớn với cơng ty có quy mô vừa nhỏ để nâng cao chất lượng thông tin Báo cáo tài KẾT LUẬN Bằng phương pháp định lượng mơ hình hồi qui bội thơng qua phân tích liệu từ 180 cơng ty niêm yết phi tài HNX giai đoạn từ 20132017, nhóm tác giả chứng minh mối quan hệ tương quan nhân tố ảnh hưởng hiệu tài DN Kết nghiên cứu cho thấy có nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài chính: thuế TNDN, tăng trưởng cơng ty, tính khoản quy mơ cơng ty Trong đó, nhân tố có ảnh hưởng mạnh thuế thu nhập DN Trên sở kết nghiên cứu, đưa số khuyến nghị với quan quản lý Nhà nước với DN nhằm nâng cao hiệu tài DN HNX thơng qua biện pháp tác động lên tính khoản, tốc độ tăng trưởng, quy mô DN sách thuế TNDN DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT FEM: Fixed effects modal FGLS: Feasible Generalized Least Squares GMM: Generalized Method of Moments HNX: Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HOSE: Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hổ Chí Minh OLS: Ordinary least squares POLS: Pooled ordinary least squares REM : Random Effects Model R&D: Research & development ROA: Return on assets ROE: Return on equity ROS: Return on sales DN: Doanh nghiệp TNDN: Thu nhập doanh nghiệp TUYÊN BỐ XUNG ĐỘT Nhóm tác giả xin cam đoan khơng có xung đột lợi ích cơng bố báo ĐĨNG GĨP CỦA CÁC TÁC GIẢ Toàn nội dung viết nhóm tác giả thực hiện, cụ thể sau: • Hồ Xuân Thủy: xác định định hướng nghiên cứu, hệ thống tất tài liệu liên quan đến đề tài, xác định biện luận phương pháp nghiên cứu, kết nghiên cứu, chịu trách nhiệm viết • Đinh Lê Minh Hiếu: thu thập tài liệu tham khảo lược khảo tổng quan • Dzỗn Khoa Danh: phụ trách thu thập xử lý liệu • Phạm Phú Thành Đạt & Nguyễn Hồng Ngọc: phụ trách nội dung sở lý thuyết • Phạm Như Ngọc: phụ trách nội dung gợi ý sách PHỤ LỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Abor J Determinants of the Capital Structure of Ghanaian Firms AERC Research African Economic Research Consortium, Nairobi 2008;p 176 Pouraghajan A, Malekian E, Emamgholipour M, Lotfollahpour V, Bagheri MM The Relationship between Capital Structure and Firm Performance Evaluation Measures: Evidence from the Tehran Stock Exchange International Journal of Business and Commerce 2012;1(9):166–181 Gatsi JG, Gadzo SG, Kportorgbi HK The Effect of Corporate Income Tax on Financial Performance of Listed Manufacturing Firms in Ghana Research Journal of Finance and Accounting 2013;4(15):118–124 Amidu M Determinants of Capital Structure of Banks in Ghana: An Empirical Approach Baltic Journal of Management 2007;2(1):67–79 Available from: https://doi.org/10 1108/17465260710720255 Durrah O, Abdul Aziz Abdul Rahman AAA, Jamil S.A, Nour Aldeen Ghafeer NA Exploring the Relationship between Liquidity Ratios and Indicators of Financial Performance: An Analytical Study on Food Industrial Companies Listed in Amman Bursa International Journal of Economics and Financial Issues 2016;6(2):435–441 Al-Qadi AS, Khanji IM Relationship Between Liquidity and Profitability: An Empirical Study of Trade Service Sector in Jordan Research Journal of Finance and Accounting 2018;9(7):153–157 958 Tạp chí Phát triển Khoa học Cơng nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 9: Kết ước lượng hồi quy với POLS regress ROA ThueTNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty Source df MS Number of obs = 900 F (5, 894) = 15,36 Prob > F = 0,0000 Model ,225919584 ,04518917 Residual 2.63001781 894 ,002941854 Total 2.8559374 899 ,003176794 ROA Coef Std Err t p>|t| RAdj R-squared = 0,0740 RootMSE [95% Conf.= ,05424 Interval] ThueTNDN -,0324883 ,0076601 -4,24 0,000 -,0475221 -,0174544 TinhTK ,0024769 ,0008293 2,99 0,003 ,0008492 ,0041046 TangTruong -,0053922 ,0036183 -1,49 0,137 -,0124935 ,0017091 QuyMo -,0069524 ,0014009 -4,96 0,000 -,0097018 -,004203 TuoiCty ,0005976 ,0005157 1,16 0,247 -,0004146 ,0016098 _cons ,2484179 ,0391326 6,35 0,000 ,1716155 ,3252203 Bảng 10: Kết ước lượng hồi quy với FEM xtreg ROA ThueTNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: macty R-sq: within = 0,0289 between = 0,0699 overall = 0,0580 ROA Coef Number of obs = 900 Number of groups = 180 Obs per group: = avg = 5.0 max = F (5, 715) = 4,25 Prob > F = 0,0008 Std Err t p>|t| [95% Conf Interval] ThueTNDN -,001001 ,0053761 -0,19 0,852 ,0115559 ,0095539 TinhTK ,0028986 ,0009086 3,19 0,001 ,0011148 ,0046824 TangTruong ,0007534 ,0028358 -0,27 0,791 ,0063209 ,0048141 QuyMo 0124769 ,005133 -2,43 0,015 ,0225544 -,0023994 TuoiCty ,0010623 ,0009279 1,14 0,253 ,0007594 ,0028839 _cons ,3793374 ,1295063 2,93 0,004 ,1250793 ,6335954 sigma_u ,04751873 sigma_e ,03193375 rho ,68888692 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0 F(179, 715) = 10,44 Prob > F = 0,0000 959 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 11: Kết ước lượng hồi quy với REM xtreg ROA ThueTNDN TinhTK TangTruong QuyMo TuoiCty, re Random-effects GLS regression Group variable: macty R-sq: within = 0,0267 between = 0,0787 overall = 0,0650 ROA Coef Number of obs = 900 Number of groups = 180 Obs per group: = avg = 5.0 max = Wald chi2 (5) = 35,35 Prob > chi2 = 0,0000 Std Err t p>|z| [95% Conf Interval] ThueTNDN ,0052833 ,0053009 -1,00 0,319 ,0156729 ,0051063 TinhTK ,0008159 3,40 0,001 ,0011748 ,0043733 TangTruong ,0024286 ,0025487 -0,95 0,341 ,0074239 ,0025668 QuyMo ,0076001 ,0021942 -3,46 0,001 ,0119007 -,0032995 TuoiCty ,0005714 ,0006252 0,91 0,361 ,0006539 ,0017967 _cons ,2580488 ,0578106 4,46 0,000 ,1447421 ,3713555 sigma_u ,04280476 sigma_e ,03193375 rho ,64244032 ,002774 (fraction of variance due to u_i) Bảng 12: Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrange xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA [macy,t] = Xb + u[macty] + e[macty, t] Estimated results: Var sd=sqrt(Var) ROA ,0031768 ,0563631 e ,0010198 ,0319338 u ,0018322 ,0428048 Test: Var(u) = Chibar2(01) = 726,33 Prob > chibar2 = 0,0000 960 Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ – Kinh tế-Luật Quản lý, 4(3):948-962 Bảng 13: Kết kiểm định Hausman —- Coefficients —— (b) Fixed (B) Random (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B) S.E ThueTNDN -,001001 -,0052833 ,0042823 ,0008962 TinhTK ,0028986 ,002774 ,0001246 ,0003996 TangTruong -,0007534 -,0024286 ,0016752 ,0012434 QuyMo -,0124769 -,0076001 -,0048767 ,0046403 TuoiCty ,0010623 ,0005714 ,0004909 ,0006856 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha; efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)’ [(V_b-V_B)^(-1)] (b-B) = 27,84 Prob>chi2 = 0,0000 Pitulice IC, S, tefănescu A, Mỵnzu VG The impact of income tax over financial performance of companies listed on the Bucharest Stock Exchange Accounting and Management Information Systems 2018;17(4):626–640 Available from: https: //doi.org/10.24818/jamis.2018.04006 Makman G, Gartner W Is extraordinary growth profiable? A study of Inc 500 high-growth companies Entrepreneurship: Theory and Practice 2003;27(1):65 –75 Available from: https: //doi.org/10.1111/1540-8520.t01-2-00004 Thủy CTT, Huyền NT, Quyên NT Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài chính: Nghiên cứu điển hình cơng ty cổ phần phi tài niêm yết Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Tạp chí Kinh tế & Phát triển 2015;215:59–66 10 Hằng VTT Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu kinh doanh DN xây dựng niêm yết Sàn chứng khoản Việt Nam [Luận văn thạc sĩ Quản trị kinh doanh] Trường Đại học Đà Nẵng 2015; 11 Khải NQ Những yếu tố tác động đến hiệu hoạt động DN niêm yết Việt Nam [Luận văn thạc sĩ kinh tế] Trường Đại học Kinh tế TPHCM 2015; 12 Phượng HTT Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động cơng ty niêm yết Tap chí Tài 2016;p 47–50 13 Tran MD, Dang NH, Vu TTV, Hoang TVH, Pham QT Determinants influencing financial performance of listed firms: Quantile regression approach Asian Economic and Financial Review 2019;9(1):78–90 Available from: https://doi.org/10 18488/journal.aefr.2019.91.78.90 961 14 Rohaya MN, NurSyazwani MF, Nor’Azam M Corporate Tax Planning: A Study on Corporate Effective Tax Rates of Malaysian Listed Companies International Journal of Trade, Economics and Finance 2010;1(2):1–5 Available from: https: //doi.org/10.7763/IJTEF.2010.V1.34 15 Park K Inter- relationship between firm growth and profitability International journal of hospitality management 2011;30(4):1027–1035 Available from: https://doi.org/10 1016/j.ijhm.2011.03.009 16 Davidsson P, Steffens P, Fitzsimmons JR Growing profitable or growing from profits: Putting the horse in front of the cart? Journal of business venturing 2009;24(4):388–406 Available from: https://doi.org/10.1016/j.jbusvent.2008.04.003 17 Irawan A, Faturohman T A Study of liquidity and profitability relationship: Evidence from Indonesian capital market Proceedings of 31st The IIER International Conference, Bangkok, Thailand, 2nd 2015;p 64 18 Ngọc DDT Các yếu tố tài tác động đến hiệu hoạt động kinh doanh DN xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam [Luận văn thạc sĩ kinh tế] Trường Đại học Kinh tế TPHCM 2011; 19 Nhựt QM Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động DN bất động sản niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam Tạp chí Khoa học, trường Đại học Cần Thơ 2014;33(2014):65–71 20 Akakpo VKA Principles, Concepts and Practice of Taxation 3rd ed, Accra: BlackMask Ltd 2009; 21 Abbasi A, Malik QA Firms’ size moderating financial performance in groing firms: An empirical evidence from Pakistan International Journal of Economics and Financial Issues 2015;5(2):334–339 Science & Technology Development Journal – Economics - Law and Management, 4(3):948-962 Research Article Open Access Full Text Article The factors affect financial performance of companies listed on Hanoi stock exchange Ho Xuan Thuy* , Dinh Le Minh Hieu, Dzoan Khoa Danh, Pham Phu Thanh Dat, Nguyen Hong Ngoc, Pham Nhu Ngoc ABSTRACT Use your smartphone to scan this QR code and download this article Profit maximization is an important goal of any business entities, lead to big concern about how to improve financial performance so as to run businesses in a stability and sustainability Furthermore, in measuring financial performance, several profitability indicators are widely in use as return on assets (ROA), return on equity (ROE) We did conduct literature reviews and conclude: evaluating the impact of factors on entity financial performance is such an essential topic which has drawn the attention of researchers all over the world and yet Vietnam However, many studies gave dissimilar results, which indicates there might be differences in nature of the relationship, or factors affiliation in enterprises of different sectors or different countries This study aims to determine the effect of factors on the financial performance of companies listed on the Hanoi Stock Exchange (HNX) from 2013-2017 The factors include corporate income tax, firms'size, growth of the firm, age of the firm and liquidity The study used panel data methodology, the FEM model was found to be consistent with data In this study, variables of return on assets (ROA) used to measure the financial performance of companies.The research revealed that corporate income tax, firms'size and growth of the firm show a significant negative relationship with financial performance On the other hand, there is a significant positive relationship between liquidity and financial performance But, the relationship between ROA with the firm age is not significant Firms' size and corporate income tax have the greatest influence on financial of companies The findings of the study will improve the financial performance of companies listed on the HNX Key words: Corporate income tax, firms' size, growth, age, liquidity, financial performance University of Economics and Law, VNU-HCM Correspondence Ho Xuan Thuy, University of Economics and Law, VNU-HCM Email: hoxuanthuy@uel.edu.vn History • Received: 19/3/2020 • Accepted: 5/5/2020 • Published: 11/9/2020 DOI : 10.32508/stdjelm.v4i3.663 Copyright © VNU-HCM Press This is an openaccess article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution 4.0 International license Cite this article : Thuy H X, Hieu D L M, Danh D K, Dat P P T, Ngoc N H, Ngoc P N The factors affect financial performance of companies listed on Hanoi stock exchange Sci Tech Dev J - Eco Law Manag.; 4(3):948-962 962 ... trước nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài cần thiết khía cạnh sở lý thuyết, phạm vi nghiên cứu kết nghiên cứu Do đó, nghiên cứu này, khái quát sở lý thuyết hiệu tài nhân tố tác động đến hiệu tài chính, ... ty niêm yết phi tài HNX giai đoạn từ 20132017, nhóm tác giả chứng minh mối quan hệ tương quan nhân tố ảnh hưởng hiệu tài DN Kết nghiên cứu cho thấy có nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài chính: thuế... Thủy CTT, Huyền NT, Quyên NT Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến hiệu tài chính: Nghiên cứu điển hình cơng ty cổ phần phi tài niêm yết Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Tạp chí Kinh tế