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

Bài viết này sử dụng bảng dữ liệu mảng cân bằng của 23 công ty chứng khoán niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 để nghiên cứu các nhân tố quyết định đến khả năng sinh lời của chúng. Kết quả chỉ ra rằng, quy mô tài sản, thị phần và quy mô thị trường là các biến có tác động tích cực tới khả năng sinh lời của các công ty chứng khoán.

CÁC NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC CƠNG TY CHỨNG KHỐN NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM PGS.TS Phạm Thế Anh1, ThS Lê Thị Bích Vân2 Tóm tắt: Bài báo sử dụng bảng liệu mảng cân 23 cơng ty chứng khốn niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2009 - 2018 để nghiên cứu nhân tố định đến khả sinh lời chúng Kết rằng, quy mô tài sản, thị phần quy mơ thị trường biến có tác động tích cực tới khả sinh lời công ty chứng khốn Ngược lại, chi phí hoạt động mức độ tập trung ngành biến có tác động tiêu cực Trong đó, cấp độ vĩ mô, mở rộng tiền tệ làm tăng, gia tăng lạm phát lãi suất lại làm giảm khả sinh lời cơng ty chứng khốn Ngồi ra, chúng tơi chưa tìm thấy chứng rõ ràng tác động tích cực tỷ lệ an toàn vốn hay tăng trưởng kinh tế khả sinh lời công ty chứng khốn Từ khóa: khả sinh lời; cơng ty chứng khoán; nhân tố định THE DETERMINANTS OF THE PROFITABILITY OF LISTED SECURITIES COMPANIES IN VIETNAM Abstract: This paper uses the balanced panel data of 23 securities companies listed on the Vietnamese stock market for the period 2009–2018 to study the determinants of their profitability The results show that asset size, market share and market cap are variables that have a positive impact on the profitability of securities firms In contrast, operating costs and industry concentration appear to have a negative impact Meanwhile, at the macro level, monetary expansion will increase, while higher inflation and interest rates reduces the profitability of securities firms In addition, we have not found clear evidence of the positive effect of capital adequacy ratio or economic growth on the profitability of securities firms Keywords: profitability; securities companies; determinants GIỚI THIỆU Các nghiên cứu khả sinh lời trở thành mối quan tâm lĩnh vực tài doanh nghiệp khoảng bốn thập kỷ gần ngày có nhiều ngành khó vượt qua khủng hoảng tài quốc gia khác Các ngành rủi ro cao ngành tài dễ tổn thương gặp khủng hoảng Một số nghiên cứu điển hình ban đầu lĩnh vực bao gồm Short (1979), Bourke (1989), Molyneux v Thornton (1992), Demirgỹỗ-Kunt v Huizinga (1999) Sau này, nghiên cứu phân chia nhiều góc độ khác theo nhóm nhân tố ảnh hưởng Athanasoglou cộng (2008), García-Herrero cộng (2009), Dietrich Wanzenriedb (2014), Tan (2016); theo bối cảnh thị trường (thị trường nổi, thị trường cận biên hay thị trường phát triển) Mirzaei cộng (2013), Phan cộng (2016), Djalilov Piesse (2016), Mamatzakis Bermpei (2014); theo giai đoạn kinh tế (khủng hoảng hay tăng trưởng) nghiên cứu Albertazzi Gambacorta (2009), Caporal cộng (2017), v.v Trường Đại học Kinh tế Quốc dân; Email: pham.theanh@neu.edu.vn Trường Đại học Hải Phòng 951 952 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI Hầu hết nghiên cứu kể tập trung chủ yếu vào khả sinh lời tổ chức ngân hàng tổ chức bảo hiểm mà thiếu vắng nghiên cứu tượng tự cơng ty chứng khốn hoặc/và ngân hàng đầu tư Do nghiên cứu khả sinh lời cơng ty chứng khốn góp phần hoàn thiện bổ sung chứng thực nghiệm vấn đề tổ chức tài Việt Nam Đồng thời, chúng tơi kỳ vọng kết nghiên cứu gợi ý cho cơng ty chứng khốn việc gia tăng khả sinh lời, giúp hoạt động công ty chứng khốn minh bạch, hiệu quả, góp phần vào q trình phát triển thị trường chứng khoán Tương tự nghiên cứu trước giới, báo này, chia nhân tố dự kiến ảnh hưởng đến khả sinh lời công ty chứng khốn Việt Nam thành ba nhóm gồm nhân tố đặc thù cơng ty chứng khốn, nhân tố đặc điểm ngành nhân tố kinh tế vĩ mơ Chúng tơi cố gắng tìm hiểu xem liệu tác động nhóm nhân tố có tương tự với nghiên cứu tổ chức tài khác hay khơng ngun nhân khác biệt Kết cấu phần lại báo sau: Phần 2: tổng quan nghiên cứu, phần 2: mô tả phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu Sau đó, kết nghiên cứu thảo luận kết nghiên cứu trình bày phần Cuối cùng, phần rút số kết luận TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU Theo lý thuyết tính kinh tế quy mô, tổ chức quy mô lớn tận dụng lợi quy mơ để cung cấp dịch vụ cho khách hàng mức chi phí thấp họ kiếm lợi nhuận nhiều Vì quy mơ thường sử dụng yếu tố nội để giải thích biến động khả sinh lời Ảnh hưởng quy mô không đồng nghiên cứu Ảnh hưởng chiều quy mô đến khả sinh lời tìm thấy nghiên cứu Petriaa cộng (2015), Guille´n cộng (2014), Ahamed (2017), Phan cộng (2016), Bucevska Misheva (2017), Hoffmann (2016), Bouzgarrou cộng (2017) Ở chiều ngược lại, nghiên cứu Tan (2016), Mirzaei cộng (2013), Bouzgarrou cộng (2018) cho thấy quy mơ tăng khả sinh lời giảm Một số nghiên cứu Djalilov Piesse (2016), Westman (2011), Athanasoglou cộng (2008) khơng tìm thấy mối quan hệ chúng Bên cạnh đó, chứng mối quan hệ âm hiệu chi phí với khả sinh lời tổ chức tài tìm thấy hầu hết nghiên cứu kể ngoại trừ Tan (2016) Tác động thuận chiều giải thích phù hợp với lý thuyết tiền lương hiệu quả, nghĩa phần lớn chi phí hoạt động chi trả cho lương nhân viên, mức lương cao cải thiện đáng kể suất nhân viên, điều dẫn đến khả sinh lời ngân hàng tăng nhanh so với tốc độ tăng chi phí Mối quan hệ vốn chủ sở hữu lợi nhuận gây nhiều tranh cãi Các nghiên cứu theo quan điểm truyền thống cho tỷ lệ vốn chủ tài sản cao làm tăng chi phí tài trợ dẫn đến làm giảm lợi nhuận điển hình GarcíaHerrero cộng (2009) Saona (2016) phát mối quan hệ hình chữ U ngược lợi nhuận với tỉ lệ vốn chủ theo lập luận tỷ lệ vốn cao liên quan đến tính linh hoạt cao để tận dụng lợi hội kinh doanh mới, chủ yếu thị trường Tuy nhiên, tỷ lệ vốn tăng đáng kể, ngân hàng không chấp nhận lợi nợ để tài trợ cho lựa chọn tăng trưởng tương lai giá trị công ty lúc bị giảm dần lợi nhuận INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 953 giảm theo Ngược lại, hầu hết nghiên cứu khác tìm thấy mối quan hệ dương an toàn vốn với khả sinh lời tổ chức tài điển Athanasoglou cộng (2008) Một số nghiên cứu đưa biến tập trung thị trường (HHI- Herfindahl-Hirschman Index) vào mơ hình hồi quy để cố gắng tìm chứng thực nghiệm mối quan hệ kết cho thấy khơng có ý nghĩa thống kê Dietrich Wanzenried (2010), Tan (2016), Djalilov cộng (2016) Ngược lại, Petriaa cộng (2013), Mirzaei cộng (2013) tìm thấy mối quan hệ âm hay Hoffmann (2016) chứng minh mối quan hệ dương nghiên cứu tương tự Đối với nhân tố kinh tế vĩ mô, biến thường đưa vào mơ hình tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suất cung tiền Tác động lạm phát lợi nhuận ngân hàng kiểm tra lần đầu Revell (1979) nghiên cứu thêm Perry (1992) (trong Tan, 2016) Cả hai cho hiệu phụ thuộc vào việc liệu lạm phát dự báo hay không lường trước Nếu tỷ lệ lạm phát dự đoán đầy đủ, ngân hàng thay đổi lãi suất quản lý chi phí hoạt động phù hợp để thực doanh thu tăng nhanh chi phí, dẫn đến lợi nhuận cao hơn, lạm phát khơng dự đốn đầy đủ, khoản lỗ tích lũy, dẫn đến giảm lợi nhuận ngân hàng Tan (2016) khẳng định ảnh hưởng lạm phát đến lợi nhuận ngân hàng phụ thuộc vào việc liệu chi phí hoạt động có tăng nhanh so với lạm phát hay khơng, khơng có kỳ vọng trước ảnh hưởng lạm phát đến khả sinh lời ngân hàng Quan điểm đồng thuận với Athanasoglou cộng (2008) tác giả cho mối quan hệ lạm phát kỳ vọng (hoặc lãi suất dài hạn, kết hợp lạm phát kỳ vọng) khả sinh lời mơ hồ Athanasoglou cộng (2008) dự báo lạm phát theo lạm phát kết hợp với lãi suất dài hạn đo trái phiếu phủ 10 năm để nghiên cứu ngân hàng Hy Lạp giai đoạn 1985-2001 Trong kinh tế Hy Lạp, lạm phát CPI lượng trái phiếu 10 năm tương đối cao năm 1990, sau bắt đầu giảm phát, kéo dài kết thúc thời gian nghiên cứu Kết lạm phát kỳ vọng có tác động đáng kể tích cực đến khả sinh lợi khả quản lý ngân hàng Hy Lạp mức lạm phát tương lai lãi suất điều chỉnh phù hợp để đạt mức lợi nhuận cao Điều giải thích từ việc bất cân xứng thông tin khách hàng nhà quản lý dẫn đến việc ngân hàng phản ứng kịp thời trước biến động lãi suất Mối quan hệ tích cực khả sinh lời ngân hàng lạm phát giải thích vào thực tế lãi suất tiền gửi ngân hàng giảm với tốc độ nhanh lãi suất cho vay Hầu hết nghiên cứu sau chứng minh mối quan hệ tương tự lạm phát khả sinh lời tổ chức tài Bên cạnh đó, theo Athanasoglou cộng (2008), tăng trưởng GDP có biến động thuận chiều với khả sinh lời ngân hàng, tăng tỷ lệ cho vay Tuy nhiên, mức độ hoạt động kinh tế ảnh hưởng đến việc cung cấp tiền, tức tiền gửi, nguồn cung tiền gửi sụt giảm gia tăng tiêu dùng, tác động trở nên tiêu cực Mirzaei cộng (2013) phát tác động tăng trưởng GDP đến khả sinh lời ngân hàng tích cực cho kinh tế tiên tiến: tăng trưởng GDP cao có liên quan đến lợi nhuận cao ngân hàng tăng trưởng Khi xem xét loại ngân hàng cụ thể, tác giả phát ngân hàng đầu tư đạt ROA cao so với ngân hàng thương mại cho hai loại kinh 954 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI tế Ngân hàng Hồi giáo có triển vọng sinh lời nhiều ngân hàng thương mại lợi nhuận đo ROE Các ngân hàng thương mại nước tiên tiến kiếm lợi nhuận tốt so sánh với loại ngân hàng khác, ngoại trừ ngân hàng đầu tư Caporale cộng (2017) nghiên cứu tác động khủng hoảng tài tồn cầu 76 ngân hàng nước 46 ngân hàng nước từ 17 quốc gia khu vực Trung Đông Bắc Phi giai đoạn 2000-2012 Kết cho thấy GDP có tác động chiều đáng kể đến khả sinh lời ngân hàng nước, khơng có tác động tìm thấy với ngân hàng nước ngồi Tan (2016) phát GDP có tác động đáng kể tích cực lên khả sinh lời ngân hàng thương mại Trung Quốc, điều giải thích thực tế nhu cầu cho vay tăng lên giai đoạn bùng nổ kinh tế, dẫn đến cải thiện khả sinh lời ngân hàng Các phát tương tự tìm thấy nghiên cứu Petriaa cộng (2015), Guille´n cộng (2014), Albertazzi Gambacorta (2009) PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 3.1 Phương pháp nghiên cứu Tương tự phân tích định lượng trước nhân tố ảnh hưởng đến khả sinh lời tổ chức tài Iannotta (2007), Athanasoglou cộng (2008), GarcíaHerrero cộng (2009), Mirzaei cộng (2013), Dietrich Wanzenriedb (2014), Tan (2016), nghiên cứu này, sử dụng tỷ suất sinh lời tài sản (ROA) tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) biến phụ thuộc đại diện cho khả sinh lời cơng ty chứng khốn ROA, ROE tính tỷ số lợi nhuận sau thuế tổng tài sản lợi nhuận sau thuế vốn chủ sở hữu doanh nghiệp Trong đó, biến giải thích chia thành ba nhóm bao gồm: (1) nhóm biến đặc thù cơng ty chứng khốn gồm quy mơ cơng ty, tỷ lệ an tồn vốn, hiệu quản lý chi phí/hiệu hoạt động, thị phần cơng ty; (2) nhóm biến đặc điểm ngành kinh doanh gồm phát triển thị trường chứng khốn, tập trung/cạnh tranh ngành (3) nhóm biến thuộc điều kiện kinh tế vĩ mô gồm tăng trưởng tín dụng, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát Tên gọi, thước đo định nghĩa biến thể phụ lục (Bảng A1) Ngoài biến giải thích trên, chúng tơi đưa thêm biến trễ kỳ biến phụ thuộc nhằm xem xét tính động mơ hình biến quy mơ bình phương nhằm trả lời câu hỏi liệu có tồn quan hệ phi tuyến quy mô công ty khả sinh lời cơng ty chứng khốn hay khơng (Athanasoglou cộng sự, 2008; Eichengreen Gibson, 2001) Cụ thể, phương trình hồi quy mơ tả sau: Profit = α + β1Prof(i,t-1) + β2Sizeit + β3Sizeit2 + β4CAit + β5OEit+ β6MSit + β7HHIit + β8MarCapit + β9 GDPgrit+ β10Infit + β11CreGrit + εit Trong đó: i = 1,2, , N t = 1,2, , T với N T số lượng công ty chứng khoán số năm nghiên cứu; Profit biến phụ thuộc phản ánh khả sinh lời cơng ty chứng khốn đo ROA ROE công ty năm t; Sizeit, CAit, OEit, MSit biến phản ánh quy mô công ty, tỷ lệ an toàn vốn, hiệu hoạt động, thị phần công ty năm t; INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT 955 HHIit, MarCapit, GDPgrit, Infit, CreGrit biến phản ánh tập trung thị trường, phát triển thị trường chứng khoán, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát tăng trưởng tín dụng năm t; β1, β2,…, β11 hệ số ước lượng, giải thích tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc; hệ số chặn; sai số thống kê Khái niệm đo lường biến trình bày Phụ lục A1 Nghiên cứu thực theo trình tự sau: (1) Ước lượng phương trình theo phương pháp PLS (Panel Least Square); (2) Dùng kiểm định Lagrange Multiplier (Lagrange Multiplier Tests for Random Effects) để lựa chọn PLS hay REM; (3) Dùng kiểm định Hausman để lựa chọn FEM/REM 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu để tính tốn biến công ty thu thập từ báo cáo tài có kiểm tốn tất cơng ty chứng khốn niêm yết (23 cơng ty) Sở giao dịch chứng khoán tập trung Việt Nam giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2018 Chúng lựa chọn thời gian nghiên cứu cho khoảng thời gian phản ánh đầy đủ chu kỳ biến động thị trường chứng khoán Việt Nam Các báo cáo tài kiểm tốn công ty công bố website công ty (mục quan hệ cổ đông), kiểm tra độ tin cậy số liệu cách so sánh chúng với công bố website Ủy ban chứng khoán Nhà nước, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Đối với liệu để tính tốn biến kinh tế vĩ mơ biến đặc trưng ngành, thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Ngân hàng Thế giới Thống kê mô tả biến giai đoạn nghiên cứu 2009-2018 trình bày Phụ lục A2 Giá trị trung bình ROA ROE khoảng 2,9% 4,8%/năm Quy mơ tài sản có biến động tương đối lớn với độ lệch chuẩn 1,22, chứng tỏ có chênh lệch tương đối quy mô tài sản cơng ty chứng khốn Tỷ lệ an tồn vốn có giá trị trung bình đạt 0,64 cho biết trung bình vốn chủ sở hữu cơng ty chứng khoán chiếm 64% so với tổng tài sản Hiệu sử dụng chi phí có giá trị trung bình đạt 0,96 cho biết để đạt 100 đồng thu nhập, cơng ty chứng khốn trung bình 96 đồng chi phí Giá trị biến cao đạt 19,76 thấp -0,22 (đây trường hợp thu nhập công ty âm), số liệu cho thấy để vận hành hoạt động, công ty chứng khốn trang trải chi phí lớn tổng thu nhập Thị phần cơng ty chứng khốn có chênh lệch lớn công ty qua năm với giá trị thấp 0,03 cao đạt 27,17% Mức độ tập trung thị trường đạt cao năm 2016 thấp năm 2009 thể qua số HHI 1.243,7 892 Phát triển thị trường chứng khoán mức thấp có chênh lệch lớn mức thấp đạt 19,2% mức cao đạt gần 60% Tăng trưởng GDP tương đối ổn định giai đoạn nghiên cứu, ngược lại tỷ lệ lạm phát với mức giao động từ 0,88% đến 18,68% tăng trưởng tín dụng với mức giao động 8,9% đến 37,5% Để kiểm tra mức độ tương quan biến giải thích mơ hình, chúng tơi tính hệ số tương quan cặp biến Hầu hết kết mức chấp nhận ngoại trừ 956 KỶ YẾU HỘI THẢO KHOA HỌC QUỐC TẾ FDI TOÀN CẦU VÀ ỨNG BIẾN CỦA DOANH NGHIỆP FDI TẠI VIỆT NAM TRONG BỐI CẢNH MỚI cặp biến thị phần công ty quy mô công ty với hệ số tương quan đạt 0,81 Hệ số phóng đại phương sai (variance inflation factor – VIF) biến hầu hết nhỏ ngoại trừ VIF biến quy mô, thị phần cơng ty, vốn hóa thị trường chứng khốn, tỷ lệ lạm phát tăng trưởng kinh tế nằm khoảng từ đến Điều có nghĩa mức độ đa cộng tuyến biến không đủ nghiêm trọng chấp nhận KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN Ban đầu, phương trình (1) ước lượng theo phương pháp PLS (Panel Least Square) Tiếp theo, để xác định xem có tồn hiệu ứng ngẫu nhiên hay khơng, kiểm định Lagrange Multiplier (Lagrange Multiplier Tests for Random Effects) thực Kết kiểm định gợi ý tồn hiệu ứng ngẫu nhiên theo đơn vị chéo, không tồn hiệu ứng ngẫu nhiên theo thời gian (Bảng 3) Do vậy, việc ước lượng mơ hình với hiệu ứng ngẫu nhiên theo đơn vị chéo (random effects model-REM) phù hợp so với PLS Tiếp theo, để lựa chọn REM mơ hình hiệu ứng cố định (fixed effects model-FEM), dùng kiểm định Hausman (Bảng 4) Kết cho thấy REM bị bác bỏ mức ý nghĩa thống kê truyền thống Cuối cùng, để kiểm tra xem có nên đưa hiệu ứng cố định vào mơ hình hay khơng chúng tơi thực hồi quy FEM sau tiến hành kiểm định loại bỏ hiệu ứng cố định (redundant fixed effects) Kết kiểm định chưa đủ sở để bác bỏ FEM (Bảng 5) Như vậy, gợi ý lựa chọn mô hình tương đối hỗn hợp Trong tất hồi quy, để đảm bảo ước lượng vững, xử lý vấn đề phương sai sai số thay đổi cách lựa chọn ước lượng ma trận hiệp phương sai White (White cross-section) Kết hồi quy REM FEM với ROA ROE (ký hiệu từ hồi quy (1) tới hồi quy (4)) trình bày Bảng Nhìn chung, kết ước lượng theo phương pháp REM FEM tương đồng nhau, đặc biệt phương trình hồi quy với ROA Cụ thể, không tìm thấy chứng tính động khả sinh lời (phản ánh qua biến trễ) Thậm chí, dấu hệ số biến trễ mang dấu âm có ý nghĩa thống kê phương trình hồi quy với ROE theo phương pháp FEM (hồi quy (4)) Điều hàm ý lợi nhuận công ty chứng khoán mẫu nghiên cứu thay đổi thất thường qua năm, trái ngược với chứng thực nghiệm phát Athanasoglou cộng (2005) hay Djalilov Piesse (2016) tính ì (persistance) khả sinh lời ngân hàng nước phát triển kinh tế chuyển đổi Trong đó, Goddard cộng (2004) lại cho kết khác tính động khả sinh lời khu vực ngân hàng kinh tế châu Âu Bảng 1: Kết hồi quy REM BIẾN GIẢI THÍCH ROA(-1) ROA (1) 0.019732 (0.039096) ROE(-1) Size 0.408548*** FEM ROE (2) -0.066855 (0.071841) 0.252724 ROA (3) -0.036508 (0.039746) 0.386503** ROE (4) -0.133770*** (0.029252) 0.415215 INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT Size^2 CA OE MS HHI MarCap GDPGr Inf CreGr Hằng số Số quan sát R-squared (0.114570) -0.007544*** (0.002081) 0.033982 (0.027268) -0.020737*** (0.007923) 0.006483*** (0.001218) -8.98E-05* (4.62E-05) 0.001765** (0.000690) -0.017254** (0.007551) -0.005032*** (0.000984) 0.001371*** (0.000264) -5.371433*** (1.610394) 230 0.362029 (0.648421) -0.004713 (0.011716) 0.058495 (0.081940) -0.052380 (0.031768) 0.009831*** (0.002933) -9.83E-05 (8.38E-05) 0.002414* (0.001239) -0.008560 (0.021832) -0.008487*** (0.002268) 0.003256*** (0.000643) -3.289754 (9.018347) 230 0.402319 (0.176152) -0.006565** (0.003161) 0.085822*** (0.023988) -0.024018*** (0.003420) 0.004706*** (0.001511) -5.81E-05* (3.36E-05) 0.001153*** (0.000376) -0.016735** (0.006443) -0.003249*** (0.000640) 0.001297*** (0.000308) -5.560032** (2.464625) 230 0.694651 957 (0.299973) -0.006859 (0.005349) 0.040949 (0.043433) -0.088231*** (0.006971) 0.006909*** (0.002196) -1.29E-05 (5.57E-05) 0.000854 (0.000598) -0.007596 (0.010157) -0.004516*** (0.001046) 0.002157*** (0.000508) -6.129032 (4.218367) 230 0.780413 Ghi chú: Trong ngoặc sai số chuẩn; *** p