Chương 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
4.3. Phân tích kết quả ước lượng hồi quy
4.3.2. Phân tích kết quả ước lượng hồi quy mô hình thứ hai
Kết quả hồi quy phương trình (1) đã tìm thấy bằng chứng thực hiện tồn tại mối quan hệ phi tuyến có dạng hình chữ U lật úp (không phải tuyến tính) giữa quản trị trị vốn luân chuyển với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Điều đó hàm ý tồn tại một điểm mà căn bằng giữa chi phí và lợi ích để doanh nghiệp đạt hiệu quả nhất. Sau đây tác giả đi sâu phân tích mối quan hệ này trong những điều kiện khác biệt về tài chính.
Cụ thể phân tích tích ảnh hưởng của hạn chế tài chính lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp thông qua mô hình (2) sau đây:
Qi,t = β0 + (β1+δ1DFCi,t)NTCi,t+ (β2+δ2DFCi,t)NTCit2 + β3SIZEi,t + β4LEVi,t
+ β5GROWTHi,t + β6ROAi,t + λt + Ƞi + ɛi,t (2) Mô hình (2) được viết lại để hồi quy như sau:
Qi,t = β0 + β1 NTCi,t + δ1DFCi,tNTCi,t+ β2 NTCit2 + δ2DFCi,tNTCit2 + β3SIZEi,t
+ β4LEVi,t + β5GROWTHi,t + β6ROAi,t + λt + Ƞi + ɛi,t (2)
Kết quả hồi quy mô hình thứ hai (2) bằng phương pháp GMM
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp dưới tác động của hạn chế tài chính
Phân nhóm Cổ tức Dòng tiền
Quy mô doanh nghiệp
Chi phí tài trợ bên
ngoài
Chỉ cố Z- Score
NTC -0,0000752 *** -0,0001793*** -0,0001306 *** -0,0000624 *** -0,0037132 ***
NTC2 9,13e-09 *** 1,27e-07 *** 7,62e-08*** 7,09e-09 *** 0,0000189 ***
NTC x DFC
-0,0000259 *** 0,0001832 *** 0,0001163 *** -0,0000483*** 0,0037654 ***
NTC2 x DFC
-6,47e-09 ** -1,29e-07 *** -7,49e-08*** 1,41e-08 *** -0,0000189***
ZIZE 0,0139615 ** 0,047727 *** 0,0338452 *** 0,0191678*** 0,0739178***
LEV 0,2968081*** 0,1800992 *** 0,2995464*** 0,2503252*** 0,1679616***
GROWTH 0,0002665 -0,0023423 0,0009013 0,0010323 0,0021355
ROA 0,477925*** 0,401879 *** 0,4740888*** 0,4789113*** 0,5238877 ***
F1
96,42 0,07 3,32 269,48 8,62
F2
0,97 1,36 3,15 357,44 7,91
AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
AR(2) 0,054 0,046 0,050 0,056 0,052
Hansen test 0,193 0,002 0,269 0,707 0,048 Nguồn: Theo tính toán của tác giả; bao gồm 1.812 quan sát từ 222 doanh nghiệp Việt Nam giai đoạn 2008 - 2016.
*** có ý nghĩa ở mức 1%
** có ý nghĩa ở mức 5%
* có ý nghĩa ở mức 10%
Trong đó: Q: Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp; NTC: Chu kỳ thường mại thuần;
NTC2: Chu kỳ thương mại thuần bình phương; SIZE: Quy mô của doanh nghiệp;
LEV: Đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp; GROWTH: Cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp; ROA: Tỷ suất sinh lợi trên tài sản của doanh nghiệp; DFC: Biến giả nhận giá 1 nếu doanh nghiệp bị hạn chế tài chính và nhận giá trị 0 nếu ít bị hạn chế tài chính.
AR(1), AR(2): Kiểm định hiện tượng quan chuỗi các bậc với giả thuyết H0: Ho: Không có hiện tượng tương quan chuỗi
Sargan test: Kiểm định biến công cụ là ngoại sinh, không tương quan với sai số mô hình với giả thuyết H0:
Ho: Các biến công cụ trong mô hình là thỏa điều kiện overid.
restrictions (Thỏa hơn điều kiện xác định)
Hansen test: Kiểm định sự phù hợp biến công cụ trong mô hình với giả thuyết H0: Ho: Các biến công cụ là phù hợp trong mô hình
Tác giả sử dụng biến giả để hồi quy mô hình, biến giả nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp đối mặt với nhiều hạn chế tài chính và ngược lại nếu doanh nghiệp ít hạn chế tài chính sẽ nhận giá trị 0.
Kết quả hồi được thể hiện trong bảng 4.7 là hồi quy về vốn luân chuyển ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp đang bị đối mặt với hạn chế tài chính và doanh nghiệp ít hạn chế tài chính.
Qua bảng chúng ta thấy toàn bộ hệ số hồi quy chu kỳ thương mại thuần của doanh nghiệp ít bị hạn chế tài chính là mang dấu âm với hệ số (β1) của tất cả các phân loại từ cổ tức, dòng tiền, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài và chỉ số Z - score tương ứng mang dấu âm (-) theo thứ tự - 0,0000752; - 0,0001793; - 0,0001306;
- 0,0000624 và - 0,0037132 với mức ý nghĩa 1% tức độ tin cậy 99% (99% =100% -
1%). Kết quả hồi quy còn cho thấy thêm là gần như toàn bộ hệ số hồi quy của chu kỳ thương mại thuần bình phương điều mang dấu dương (+) với hệ số (β2 ) của tất cả các cách phân loại từ cổ tức, dòng tiền, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài và chỉ số Z - score tương ứng theo thứ tự 9,13e-09; 1,27e-07; 7,62e-08; 7,09e-09;
0,0000189 với mức ý nghĩa 1%. Hệ số (β2 ) của tất cả các cách phân loại từ cổ tức, dòng tiền, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài và chỉ số Z - score với mức ý nghĩa 1%. Điều này hàm ý vẫn tồn tại mối quan hệ phi tuyến dạng hình chữ U thường giữa chu kỳ luân chuyển thuần với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp một cách mạnh mẽ đối với doanh nghiệp ít hạn chế tài chính.
Đối với phân loại hạn chế tài chính theo cổ tức, điểm cực trị cần tìm có giá trị:
- β1/2.β2 = -(- 0,0000752)/2.(9,13E-09) = -(- 0,0000752)/2.(0,00000000913) = 4.118 ngày. Đối với phân loại hạn chế tài chính theo dòng tiền, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - β1/2.β2 = -(-0,0001793)/2.(0,000000127) = 706 ngày; Đối với phân loại hạn chế tài chính theo quy mô doanh nghiệp, điểm cực trị cần tìm có giá trị = - β1/2.β2 = -(- 0,0001306)/2.(7,62E-08) = -(- 0,0001306)/2.(0,0000000762) = 857 ngày. Đối với phân loại hạn chế tài chính theo chi phí tài trợ bên ngoài, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - β1/2.β2 = -(-0,0000624)/2.(7,09E-09) = -(- 0,0000624)/2.(0,00000000709) = 4.401 ngày. Đối với phân loại hạn chế tài chính theo chỉ số z - score, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - β1/2.β2 = -(- 0,0037132)/2.(0,0000189) = 98 ngày.
Kết quả hồi quy còn cho chúng ta thấy đối với các doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính, qua bảng chúng ta thấy toàn bộ hệ số hồi quy chu kỳ thương mại thuần của doanh nghiệp bị nhiều hạn chế tài chính là mang dấu âm (-) với hệ số (β1 + δ1) < 0 của các phân loại cổ tức, quy mô dòng tiền, chi phí tài trợ bên ngoài tương ứng theo thứ tự (-0,0000752 - 0,0000259) = - 0,0001011< 0; (- 0,0001306 + 0,0001163) = - 0,0000143 < 0; ( -0,0000624 - 0,0000483) = - 0,0001107 < 0 với mức ý nghĩa 1%.
(β1 + δ1) của các phân loại dòng tiền và chỉ số Z - score tương ứng mang dấu (+) với hệ số (β1 + δ1) > 0 theo thứ tự (- 0,0001793 + 0,0001832) = 0,0000039 > 0; (- 0,0037132 + 0,0037654) = 0,0000522 > 0 với mức ý nghĩa 1%. Kết quả hồi quy còn cho thấy thêm là gần như toàn bộ hệ số hồi quy của chu kỳ thương mại thuần bình
phương điều mang dấu dương (+) với hệ số (β2 + δ2) > 0 của tất cả các cách phân loại từ cổ tức, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài và chỉ số Z- score ngoại trừ cách phân loại theo dòng tiền là mang dấu âm (-) (Tuy nhiên kiểm định F1, F2 theo thứ tự tương ứng không có ý nghĩa thống kê Prob > F = 0.7881, Prob > F = 0.2441) tương ứng theo thứ tự [0,00000000913 + (- 0,00000000647)] = 0,00000000266 > 0;
[0,0000000762 + (- 0,0000000749)] = 0,00000000130 > 0; [0,00000000709 + 0,0000000141] = 0,00000002119 > 0; [ 0,0000189 + ( - 0,00001890)] = 0 (Phân lọai theo dòng tiền[(0,000000127 + (- 0,000000129)] = - 0,00000000200 < 0) với mức ý nghĩa 1% ngoại trừ cách phân loại theo cổ tức là 5%. Điều này hàm ý vẫn tồn tại mối quan hệ phi tuyến dạng hình chữ U thường giữa chu kỳ luân chuyển thuần với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp một cách mạnh mẽ đối với doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính, Tuy nhiên mối quan hệ này đối với cách phân loại theo cổ tức là tương đối yếu với mức ý nghĩa 5%.
Đối với phân loại hạn chế tài chính theo cổ tức, điểm cực trị cần tìm có giá trị:
-(β1 + δ1)/2.(β2 + δ2) = -[- 0,0000752 + (- 0,0000259)] /2.[0,00000000913 + (- 0,00000000647)] = 19.004 ngày. Đối với phân loại hạn chế tài chính theo dòng tiền, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2) = - (- 0,0001793 + 0,0001832)/2.[0,000000127+ (- 0,000000129)] = 975 ngày; Đối với phân loại hạn chế tài chính theo quy mô doanh nghiệp, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2) = - (- 0,0001306 + 0,0001163)/2.( 0,0000000762 + (- 0,0000000749)]
= 5.500 ngày. Đối với phân loại hạn chế tài chính theo chi phí tài trợ bên ngoài, điểm cực trị cần tìm có giá trị: - (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2) = -[-0,0000624 + (- 0,0000483)]
/2.( 0,00000000709 + 0,0000000141) = 2.612 ngày.
Thông qua các hệ số hồi quy của các biến trong mô hình (2) NTC, NTC2, NTCxDFC, NTC2xDCF tác giả so sánh được chênh lệch mức vốn tối ưu của của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính và doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính cho tất cả các cách phân loại khác nhau và có xu hướng như thế nào? Cụ thể tác giả tính ra cụ thể theo thứ tự phân loại theo tiêu chí cổ tức, dòng tiền, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài: theo cổ tức (- β1/2.β2 )-[-(β1 + δ1)/2.(β2 + δ2)] < 0; theo dòng tiền
(- β1/2.β2 )-[- (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2)]< 0; theo quy mô doanh nghiệp (- β1/2β2 )-[-(β1 + δ1)/2.(β2 + δ2)] < 0; theo chi phí tài trợ bên ngòai (- β1/2.β2 ) -[- (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2)] >
0]; theo chi chỉ số z-score (- β1/2.β2 ) -[- (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2)] không có nghĩa vì mẫu số bằng không. Điều này cho thấy xu hướng không rõ ràng về chênh lệch độ lớn của cực trị giữa doanh nghiệp ít hạn chế tài chính và doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính.
Tuy nhiên tác giả xem xét kỹ hơn về kiểm định Hansen test (H0: Các biến công cụ là phù hợp trong mô hình) thì phân loại dòng tiền và theo chỉ số z - score là không phù hợp vì Prob > chi2 = 0.002 < 10% và có Prob > chi2 = 0.048 < 10%. Xét tiếp các cách phân loại còn lại thì phân loại theo chi phí tài trợ bên ngoài là phù hợp nhất vì Hansen test có Prob > chi2 = 0.707 >10% và lớn nhất trong tất cả các cách phân lọai hạn chế tài chính. Điều này dẫn đến kết luận rằng xu hướng của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính có mức đầu tư vốn luân chuyển cao hơn các doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính tức là xu hướng chung: - β1/2.β2 > - (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2).
Điều đặc biệt quan tâm trong kết quả hồi quy này là mức vốn luân chuyển tối ưu của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính lớn hơn mức vốn luân chuyển tối ưu của doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính (điều này có nghĩa là - β1/2.β2 > - (β1 + δ1)/2.(β2
+ δ2). Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra mức vốn luân chuyển tối ưu của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính lớn hơn mức vốn luân chuyển tối ưu của doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là - β1/2.β2 > - (β1 + δ1)/2.(β2 + δ2) là hoàn toàn tương đồng. Kết quả nghiên cứu các doanh nghiệp trong nhiều giai đoạn khác nhau của các tác giả (Bùi Ngọc Toàn, 2014; Đoàn Thị Vân, 2015; Lê Tuấn Kiệt, 2015; Nguyễn Minh Hiển, 2015; Lê Thị Thanh Thảo, 2016) đều chỉ ra rằng đa phần mức vốn luân chuyển tối ưu của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính lớn hơn mức vốn luân chuyển tối ưu của doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính của các doanh nghiệp ở Việt Nam trong nhiều giai đoạn khác nhau có đặc điểm chung là là - β1 / 2β2 > - (β1 + δ1) / 2.(β2
+ δ2). Riêng phân loại các doanh nghiệp tài chính theo quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài mức vốn luân chuyển tối ưu của doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính cao hơn với các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính (- β1 / 2.β2 < - (β1 + δ1) / 2.(β2
+ δ2)) (Đoàn Thị Vân, 2015), phân loại các doanh nghiệp tài chính theo quy mô doanh nghiệp mức vốn luân chuyển tối ưu của doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính cao hơn với các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính (- β1/2.β2 < - (β1 + δ1) / 2.(β2 + δ2)) (Lê Thị Thanh Thảo, 2016).
Những doanh nghiệp ít hạn chế tài chính có chi phí sử dụng vốn thấp, trong nội bộ doanh nghiệp họ tận dụng được nhiều nguồn vốn và khi sử dụng nguồn vốn bên ngoài họ dễ dàng tiếp cận được nguồn vốn dồi dào và chi phí sử dụng thấp cụ thể các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính có thể tăng cường thu hồi nợ vì họ không bị bạn chế tài chính nên không bị người mua ép phải cung cấp tín dụng thương mại cho khách hàng (cho nợ thời gian dài), đồng thời không cần phải gia tăng quá mức hàng hóa tồn kho, nguyên vật liệu vì doanh nghiệp rất dễ dàng mua hàng nên không cần dự trữ quá mức nguyên liệu, hàng hóa....v.v, để tăng chi phí lưu kho, bảo quản, phải chịu chi phí mua trả chậm...v.v. Mặt khác doanh nghiệp dễ dàng chiếm dụng các khoản nợ phải trả cho nhà cung cấp, họ biết rõ doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính nên nhà cung cấp yên tâm không lo các khoản thanh toán đến hạn của họ không được thanh toán cũng như họ gặp rủi ro vỡ nợ của các doanh nghiệp.
Điều ngược lại các doanh nghiệp bị nhiều hạn chế tài chính, việc tăng vốn luân chuyển thuần là có giới hạn, không đáp ứng được yêu cầu sản xuất, kinh doanh và không tặng dụng được nguồn nội bộ và họ phải sử dụng từ nguồn tài trợ từ bên ngoài.
Chi phí sử dụng vốn rất cao, do tài chính bị hạn chế nên khó lòng thuyết phục các nhà cho vay như các tổ chức tín dụng. Các tổ chức này thường xem xét rất kỹ tình hình tài chính của các doanh nghiệp như lịch sử trả nợ, các số liệu thống kê tài chính như doanh thu, chi phí, lợi nhuận và tình hình thực hiện nghĩa vụ nộp thuế, khách hàng tiềm năng, thị phần sản phẩm...v.v.
Kết quả nghiên cứu cho thấy điểm cực đại của các doanh nghiệp ít hạn chế tài chính lớn hơn (cao hơn) điểm cực đại của các doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính, điều này hoàn toàn có cơ sở bởi vì các doanh nghiệp nhiều hạn chế tài chính sẽ chịu chi phí sử dụng vốn bên ngoài cao hơn nên những doanh nghiệp hạn chế tài chính
muốn gia tăng vốn luân chuyển sẽ tốn nhiều chi phí hơn nên họ rất thận trọng trong việc gia tăng nguồn tài trợ và họ chỉ thực sự rất cần thiết mới gia tăng. Điều này dẫn đến vốn luân chuyển tối ưu của các doanh nghiệp hạn chế tài chính sẽ thấp hơn vốn luân chuyển của các doanh nghiệp ít hạn tế tài chính như đã chi ra trong kết quả nghiên cứu của chính tác giả và một số tác giả đã nghiên cứu trước đây trong nhiều năm qua như các tác giả (Bùi Ngọc Toàn, 2014; Đoàn Thị Vân, 2015; Lê Tuấn Kiệt, 2015; Nguyễn Minh Hiển, 2015; Lê Thị Thanh Thảo, 2016).
Theo cách phân loại này, quan hệ giữa các biến còn lại trong mô hình như biến SIZE, LEV, GROWTH và ROA thì không có gì khác biệt, điểm đáng chú ý là có ý nghĩa hơn gần như toàn bộ các biến đều có mức ý nghĩa 1% ngoại trừ biến SIZE trong cách phân loại cổ tức với mức ý nghĩa là 5%. Đồng thời biến GROWTH là không có ý nghĩa giống như trong mô hình (1). Trong khi mô hình (1) các biến LEV, GROWTH và ROA là không có ý nghĩa. Về chiều hướng các biến này trong mô hình (2) hoàn toàn giống mô hình (1) có nghĩa là chúng có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Theo kết quả hồi quy mô hình (2) trong bảng 4.7 cũng cho tác động của quy mô doanh nghiệp (SIZE) lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp là cùng chiều với hệ số hồi quy dương (β3 > 0) với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy doanh nghiệp có quy mô càng lớn càng có cơ hội tiếp cận nguồn vốn, xâm nhập tốt thị trường, phát triển lợi thế theo quy mô vì vậy doanh nghiệp Việt nam có quy mô càng lớn càng hiệu quả.
Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β3
của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là âm (β3 < 0) là hoàn toàn ngược nhau, Đồng thời đa số có hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê thấp hơn hoặc không có ý nghĩa. Sở dĩ chúng có tác động khác nhau là do môi trường khác nhau, điều kiện khác nhau như Việt Nam đang thực hiện chính sách thu hút đầu tư, tạo cơ chế thông thoáng trong thời kỳ kêu gọi vốn đầu tư nước ngoài. Còn ngược lại chúng ta đem so sánh với một số tác giả nghiên cứu gần đây về các doanh nghiệp Việt Nam như Đoàn Thị Vân (2015) chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp trong giai đoạn 2011 - 2014 có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số hồi quy
β3 > 0 với mức ý nghĩa đa số là 5%, còn tác giả Bùi Ngọc Toàn (2014) đã củng cố thêm trong giai đoạn 2008 - 2012 các doanh nghiệp Việt Nam có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số hồi quy đa số cũng dương β3 > 0. Hơn nữa các hệ số hồi quy mô hình (2) chỉ ra đa số β3 > 0 và có mức ý nghĩa 1% rất tương đồng với nghiên cứu của chính tác giả (Lê Thị Thanh Thảo, 2016). Kết quả nghiên cứu của tác giả phần nào đã củng cố về mặt thực nghiệm là quy mô các doanh nghiệp Việt Nam có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Điều này hàm ý rằng doanh nghiệp Việt Nam càng lớn càng hiệu quả.
Tiếp theo là biến LEV trong mô hình, tỷ lệ đòn bẩy tài chính có tác dụng cùng chiều lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp với hệ số β4 > 0, hồi quy biến này theo các cách phân loại từ cổ tức, dòng tiền, quy mô doanh nghiệp, chi phí tài trợ bên ngoài có ý nghĩa thống kê với mức 1%. Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β4 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là dương (β4 > 0) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và đồng thời có tác động mạnh mẽ cùng chiều hướng lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu các doanh nghiệp trong nhiều giai đoạn khác nhau của các tác giả (Nguyễn Minh Hiển, 2015; Lê Thị Thanh Thảo, 2016) đều chỉ ra rằng hệ số hồi quy của biến đòn bẩy tài chính là dương (β4 > 0) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5% theo thứ tự tương ứng. Điều này củng cố thêm cho kết quả hồi quy biến LEV trong mô hình (2) của bài nghiên cứu của chính tác giả là có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%.
Tiếp theo nữa là cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp (GROWTH), kết quả hồi quy cho chúng ta thấy phù hợp với kỳ vọng ban đầu là dương có tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cụ thể hệ số hồi quy của biến cơ hội tăng trưởng là dương(β5> 0). Tuy nhiên biến GROWTH tác động lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp là không rõ ràng bởi vì không có ý nghĩa thống kê.Nếu so sánh với kết quả nghiên cứu của Caballero, S et al (2013) đã chỉ ra hệ số β5 của các doanh nghiệp ở Anh trong giai đoạn 2001- 2007 là dương (β5 > 0) là hoàn toàn cùng chiều hướng và có ý nghĩa thống kê.