intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định

Chia sẻ: Nguyễn Kim Tuyền Hoa | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST
Báo xấu
91
lượt xem 8
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng khả năng sinh lời của 27 doanh nghiệp bất động sản điển hình niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ 2010 tới 2019, đã tìm thấy cấu trúc tài sản làm suy giảm khả năng sinh lời của các doanh nghiệp bất động sản, trong khi đòn bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp và một số nhân tố khác, trái lại, có tác động tích cực.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định

  1. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định Ngô Thị Hằng Nguyễn Thị Thuỳ Linh Khoa Tài chính, Học viện Ngân hàng Công ty Cổ phần Chứng khoán VPS Ngày nhận: 30/07/2020 Ngày nhận bản sửa: 27/08/2020 Ngày duyệt đăng: 22/09/2020 Tóm tắt: Thị trường bất động sản (BĐS) Việt Nam nói chung và doanh nghiệp BĐS nói riêng mặc dù có những đóng góp tích cực vào tăng trưởng kinh tế cả nước, tuy nhiên trong 10 năm gần đây đã trải qua nhiều khó khăn, thách thức, trong đó là khả năng tiếp cận tín dụng ngân hàng. Đặc biệt, với diễn biến phức tạp của dịch bệnh Covid-19, nguồn lực tài chính trong nước và quốc tế đối với thị trường BĐS càng bị thu hẹp, ảnh hưởng lớn tới hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp BĐS. Do đó, việc xem xét, xác định các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh Factors Affecting Profitability of Vietnamese Real Estate Firms: Employing Fixed Effect and Random Effect Models Abstract: Vietnam’s Real estate market in general and real estate firms in particular, despite their positive contributions to the national economic development, have significantly experienced various handicaps and challenges over past 10 years inlcuding the accessibility to credit finance. Especially, the tremendous impact of the Covid-19 pandemic on the worldwide economy has threatened domesitic and international capital flows to the Vietnam’s real estate market, subtantialy hurt the real estate firms’ profitability. Therefore, thoughtfully determing key elements contributing to the Vietnamese real estate firms’ profitability plays an indispensible role in directing those firms to proactively produce proper responses towards raising their profitability and then competitive advantages. This paper, by employing fixed effect and random effect models to investigate affecting factors on the profitability of 27 real estate firms listed on Ho Chi Minh Stock Exchange for the period of 2010 to 2019, finds that asset structure deteriorates firms’s profitability while leverage, firm size, and other factors, show the positive effect. Keywords: Real Estate Firms, Firm Profitability, Affecting Factors. Hang Thi Ngo Email: ngohang@hvnh.edu.vn Faculty of Finance, Banking Academy Linh Thi Thuy Nguyen Email: nt.thuylinh0206@gmail.com VPS Securities © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 13 Số 223- Tháng 12. 2020
  2. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định nghiệp BĐS đóng vai trò quan trọng, giúp định hướng các doanh nghiệp BĐS chủ động, tích cực trong các quyết sách nâng cao hiệu quả sinh lời và năng lực cạnh tranh. Bài viết này, thông qua ứng dụng mô hình tác động cố định (Fixed Effect) và mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect), nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng khả năng sinh lời của 27 doanh nghiệp BĐS điển hình niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ 2010 tới 2019, đã tìm thấy cấu trúc tài sản làm suy giảm khả năng sinh lời của các doanh nghiệp BĐS, trong khi đòn bẩy tài chính, quy mô doanh nghiệp và một số nhân tố khác, trái lại, có tác động tích cực. Từ khoá: Doanh nghiệp Bất động sản, Khả năng sinh lời, Nhân tố ảnh hưởng 1. Giới thiệu Ngành bất động sản (BĐS) là ngành có nhiều tiềm năng phát triển, chiếm tỷ trọng Khả năng sinh lời là một chỉ tiêu phản khá lớn và đóng góp vai trò quan trọng ánh rõ nhất kết quả hoạt động sản xuất trong các hoạt động kinh tế và tăng trưởng kinh doanh của mỗi doanh nghiệp. Thông kinh tế của các quốc gia, trong đó có Việt thường, khả năng sinh lời được phản ánh Nam. Tuy nhiên, từ năm 2012 đến nay, thị thông qua chỉ tiêu tỷ suất sinh lời vốn chủ trường BĐS ở Việt Nam trở nên khá trầm sở hữu (ROE) và tỷ suất sinh lời tổng tài lắng, tính thanh khoản kém làm cho tình sản (ROA). Trong thời kỳ Việt Nam đang hình hoạt động sản xuất kinh doanh của các dần từng bước hòa nhập cùng nền kinh tế doanh nghiệp ngành BĐS rơi vào tình trạng thế giới, việc nâng cao hiệu quả kinh doanh khó khăn và hiệu quả sinh lời chung của của doanh nghiệp thông qua nâng cao khả các doanh nghiệp cũng có xu hướng giảm năng sinh lời của doanh nghiệp đóng vai sút đáng kể (Hình 1). trò quan trọng, không chỉ ảnh hưởng đến sự tồn tại của các doanh nghiệp, năng lực cạnh Xem xét chi tiết khả năng sinh lời của 27 tranh của doanh nghiệp mà gián tiếp tác doanh nghiệp ngành BĐS niêm yết trên động tới triển vọng phát triển của ngành và HOSE trong giai đoạn 2010- 2019, nhận rộng hơn là toàn bộ nền kinh tế nói chung. thấy có những doanh nghiệp hoạt động kinh Hình 1. Diễn biến khả năng sinh lời các doanh nghiệp BĐS (HOSE), 2010-2019 Nguồn: Tính toán từ số liệu Báo cáo tài chính của 27 doanh nghiệp BĐS (HOSE) thu thập từ trang https:// finance.vietstock.vn/ 14 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  3. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH doanh thua lỗ dẫn tới các hệ số khả năng 2. Tổng quan nghiên cứu và phương sinh lời thấp như CTCP BĐS du lịch Ninh pháp nghiên cứu Vân Bay (NVT), CTCP Đầu tư Hạ tầng và Đô thị Dầu khí PVC (PTL),… nhưng bên 2.1. Tổng quan nghiên cứu cạnh đó, một số doanh nghiệp lại có khả năng sinh lời cao như Tập đoàn Vingroup Trên thế giới cũng như trong nước đã có (VIC), CTCP Tập đoàn Đất Xanh (DXG)… những nghiên cứu phân tích sự tác động Sự thay đổi về môi trường kinh doanh rất của các nhân tố đến khả năng sinh lời của có thể vừa tạo ra những cơ hội và vừa tạo doanh nghiệp nói chung và các doanh ra những thách thức cho các doanh nghiệp nghiệp trong ngành BĐS nói riêng. ngành BĐS. Trong đó, có thể thấy rõ các doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng doanh Các nghiên cứu quốc tế thu cao hơn trung bình ngành thường là các doanh nghiệp có thâm niên trong ngành, Rehman & Khidmat (2014) đã nghiên cứu quy mô tài sản lớn, và tương ứng với đó trên 9 công ty ngành hóa học niêm yết cũng có khả năng sinh lời ổn định và tích trên Sở giao dịch chứng khoán Pakistan từ cực hơn (Hình 2 & 3). năm 2001 đến 2009, với biến phụ thuộc là ROA, đại diện cho khả năng sinh lời của Xuất phát từ tầm quan trọng của khả năng doanh nghiệp và các nhân tố ảnh hưởng sinh lời đối với các doanh nghiệp BĐS tới khả năng sinh lời được sử dụng trong nói riêng cũng như đối với nền kinh tế nói nghiên cứu, gồm tỷ số khả năng thanh toán chung, việc nghiên cứu các nhân tố tác nhanh (quick ratio), tỷ số khả năng thanh động đến khả năng sinh lời nhằm nâng cao toán ngắn hạn (current ratio), tỷ lệ nợ trên năng lực cạnh tranh của các doanh nghiệp VCSH và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản. Kết quả trong ngành BĐS là cần thiết. phân tích mô hình hồi quy cho thấy rằng các tỷ số khả năng thanh toán có tác động Hình 2. Khả năng sinh lời tổng tài sản của các doanh nghiệp BĐS (HOSE) Nguồn: Tính toán từ số liệu Báo cáo tài chính của 27 doanh nghiệp BĐS (HOSE) thu thập từ trang https:// finance.vietstock.vn/ Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 15
  4. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định Hình 3. Khả năng sinh lời vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp BĐS (HOSE) Nguồn: Tính toán từ số liệu Báo cáo tài chính của 27 doanh nghiệp BĐS (HOSE) thu thập từ trang https://finance.vietstock.vn/ cùng chiều và các nhân tố còn lại có tác công ty xây dựng niêm yết trên sàn giao động ngược chiều đến khả năng sinh lời dịch chứng khoán Warsaw trong giai đoạn của doanh nghiệp. từ năm 2000 đến năm 2010. Kết quả nghiên cứu đã cho thấy rằng quy mô công ty và Sivathaasan & các cộng sự (2013) đã tiến tốc độ tăng trưởng GDP có tác động cùng hành nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chiều đến khả năng sinh lời của doanh khả năng sinh lời của tất cả các công ty sản nghiệp (ROA), trong khi đó cấu trúc tài xuất niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán sản, cấu trúc vốn, kỳ thu tiền trung bình và Colombia, Sri Lanka giai đoạn từ năm 2008 tỷ số khả năng thanh toán nhanh lại có tác đến năm 2012. Các nhân tố ảnh hưởng gồm động ngược chiều. cấu trúc tài sản, cấu trúc vốn, quy mô công ty và tốc độ tăng trưởng; các biến phụ thuộc Tương tự, Andersson & Minnema (2018), đại diện cho khả năng sinh lời của doanh Elif (2016), Owolabi & Obida (2012), nghiệp là ROE và ROA. Nghiên cứu cho kết Lazaridis & Tryfonidis (2006), Liargovas quả, các biến độc lập giải thích được 76,6% & Skandalis (2008), Ghosh (2000) cũng và 84,7% cho mức độ ảnh hưởng của các tìm thấy mối quan hệ thuận chiều giữa thời nhân tố đến sự tăng trưởng ROA và ROE gian hoạt động, quy mô hoạt động và khả của doanh nghiệp. Trong đó, chỉ có cấu trúc năng sinh lời của doanh nghiệp, trong khi vốn có tác động tích cực đến khả năng sinh đó tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều. lời của các công ty, còn các biến cấu trúc tài sản, quy mô công ty và tốc độ tăng trưởng Alshatti (2015) đã thu nhập số liệu từ 13 không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê ngân hàng thương mại ở Jordanian từ năm với ROE và ROA. 2005- 2012 nhằm tìm ra mối liên hệ giữa tính thanh khoản và khả năng sinh lời (ROA Bolek & Wiliński (2012) nghiên cứu sự và ROE). Nghiên cứu đã chỉ ra, tỷ số khả tác động của các nhân tố kinh tế bên trong năng thanh toán nhanh và tỷ lệ đầu tư có lẫn bên ngoài lên khả năng sinh lời của các tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời 16 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  5. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH của các ngân hàng, trong khi đó tỷ lệ VCSH dụng các phương pháp nghiên cứu khác (VCSH/Tổng tài sản) và tỷ số khả năng nhau phù hợp với mẫu dữ liệu bảng như thanh toán lại có tác động ngược chiều. mô hình tác động cố định (fix effect) và mô hình tác động ngẫu nhiên (random effect), Bên cạnh đó, nghiên cứu mối quan hệ giữa có thể mang lại những đánh giá tổng quan, một số yếu tố hội đồng quản trị (HĐQT) đáng tin cậy hơn về những nhân tố ảnh với khả năng sinh lời của doanh nghiệp, hưởng tới khả năng sinh lời của doanh Shukeri & cộng sự (2012), Hambrick & nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE. Trên cơ cộng sự (1984) đã cho biết các doanh nghiệp sở đó đề xuất những giải pháp phù hợp, khả có thành viên HĐQT là người nước ngoài thi trong việc tăng cường khả năng sinh lời thường có khả năng sinh lời (ROE) tốt hơn. cho doanh nghiệp BĐS Việt Nam. Các nghiên cứu tại Việt Nam 2.2. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu Tu & Nguyen (2014) nghiên cứu mối quan 2.2.1. Phương pháp nghiên cứu hệ giữa vấn đề quản lý vốn lưu động và lợi nhuận của doanh nghiệp, trong đó nghiên Với dữ liệu dạng bảng nghiên cứu trên cứu tác động của tỷ lệ nợ (tổng nợ/ tổng nhiều đối tượng (doanh nghiệp) trong một tài sản) và tỷ lệ tài sản tài chính (tổng giá khoảng thời gian nhất định, tương tự như trị tài sản tài chính/ tổng tài sản) của 208 Andersson & Minnema (2018), Elif (2016), doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX Bolek & Wiliński (2012) và các nghiên từ năm 2006 đến năm 2012, song không cứu trước đó, bài viết này lựa chọn sử tìm ra mối liên hệ giữa hai biến số trên và dụng mô hình ảnh hưởng/tác động cố định lợi nhuận của doanh nghiệp. (Fixed Effect Model- FEM) và mô hình ảnh hưởng/tác động ngẫu nhiên (Random Minh Nhựt & Thu Thảo (2014) đã sử sụng Effect Model- REM) để xác định các nhân mô hình hồi quy tuyến tính đa biến dựa vào tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của các phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trong để ước lượng các nhân tố tác động đến hiệu giai đoạn 2010- 2019. Mô hình đề xuất quả hoạt động của 58 doanh nghiệp BĐS biến phụ thuộc (theo ROA, hoặc ROE) với niêm yết trên HOSE và HNX trong giai 6 biến độc lập và 2 biến kiểm soát được đoạn 2010- 2012 thông qua hai chỉ tiêu về trình bày chi tiết dưới đây (Bảng 1). khả năng sinh lời là ROE và ROA. Kết quả mô hình chỉ ra rằng, hiệu quả hoạt động của Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) doanh nghiệp BĐS chịu ảnh hưởng bởi: tỷ lệ đòn bẩy tài chính, tỷ lệ tài sản cố định trên FEM phân tích mối tương quan này giữa tổng tài sản, tỷ lệ cổ phiếu quỹ trên tổng vốn phần dư của mỗi quan sát với các biến giải cổ phần, tỷ lệ chi phí bán hàng và chi phí thích, qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng quản lý trên tổng chi phí doanh nghiệp và của các đặc điểm riêng biệt (không thay đổi thời gian hoạt động của doanh nghiệp. theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để có thể ước lượng được những ảnh hưởng Bài viết này, với phạm vi nghiên cứu rộng thực tế của biến giải thích lên biến phụ thuộc. hơn đối với các doanh nghiệp BĐS trong khoảng thời gian từ năm 2010 tới 2019, sử Phương trình hồi quy của mô hình tác động Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 17
  6. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định cố định, dựa trên nghiên cứu của Anderson β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + Ɛi,t + ui,t & Minnema (2018), Tu & Nguyen (2014) và Shukeri và cộng sự (2012), được xây ROE = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t dựng như sau: + β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t + β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + Ɛi,t + ui,t ROA = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t + β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t + Trong đó: β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + ui,t β1… β9: là hệ số của các biến độc lập tương ROE = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t ứng + β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t + β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + ui,t i: là doanh nghiệp thứ i Trong đó: ui,t: nhiễu trắng (sai số) β1… β9: là hệ số của các biến độc lập tương αi : đại diện cho tất cả các yếu tố không ứng quan sát được mà thay đổi giữa các đối tượng nhưng không thay đổi theo thời gian i: là doanh nghiệp thứ i Ɛi,t : đại diện cho tất cả các yếu tố không ui,t: là nhiễu trắng (sai số) quan sát được thay đổi giữa các đối tượng thời gian. αi : là hệ số chặn theo đối tượng (doanh nghiệp) i Cuối cùng, để lựa chọn mô hình phù hợp, giải thích tốt nhất mối quan hệ giữa các Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) biến nghiên cứu với khả năng sinh lời của các doanh nghiệp BĐS, nghĩa là lựa chọn Khi sử dụng mô hình FEM, nếu sự biến giữa mô hình FEM hay REM, thì nghiên động của các quan sát riêng lẻ không tương cứu sử dụng kiểm định Hausman được đưa quan đến biến giải thích thì tác giả sẽ sử ra bởi Hausman (1978). Bên cạnh đó, bài dụng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM. viết cũng tiến hành kiểm tra hiện tượng tự Không giống với mô hình tác động cố định tương quan và tính các hệ số VIF nhằm (FEM), biến số giữa các chủ thể được giả phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong định là ngẫu nhiên và không tương quan với mô hình. Nghiên cứu cũng sử dụng kỹ dự đoán hoặc biến độc lập có trong mô hình. thuật “robust” nhằm gia tăng tính vững cho các kết quả ước lượng. Phương trình hồi quy của mô hình tác động ngẫu nhiên, dựa trên nghiên cứu 2.2.2. Dữ liệu nghiên cứu của Anderson &Minnema (2018), Tu & Nguyen (2014) và Shukeri và cộng sự Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng của 27 (2012), được xây dựng như sau: doanh nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE, trong khoảng thời gian từ năm 2010 tới ROA = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t 2019. Nguồn dữ liệu được thu thập từ các + β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t + báo cáo tài chính kiểm toán của các doanh 18 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  7. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH Bảng 1. Thống kê các biến trong mô hình nghiên cứu Tên biến Ký hiệu Cách đo lường Biến phụ thuộc Tỉ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ROE Lợi nhuận sau thuế/ Vốn chủ sở hữu Tỉ suất lợi nhuận trên tổng tài sản ROA Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản Biến độc lập Quy mô công ty SIZE Logarit(Tổng tài sản) Đòn bẩy tài chính DFL Tổng nợ / Vốn đầu tư của chủ sở hữu Cấu trúc tài sản PS Tài sản cố định / Tổng tài sản Thời gian hoạt động của doanh nghiệp AGE Tính từ năm thành lập đến năm 2019 Quy mô HĐQT SL Số lượng thành viên trong HĐQT Sự đa dạng chủng tộc trong HĐQT NN Số lượng thành viên HĐQT là người nước ngoài Tốc độ tăng trưởng doanh thu GR (DT1 – DT0) / DT0 * 100 Biến kiểm soát Tốc độ tăng trưởng GDP GGDP (GDP1 – GDP0) / GDP0 * 100 Tốc động tăng trưởng tín dụng GMS (MS1 – MS0) / MS0 * 100 Nguồn: Tác giả tổng hợp nghiệp từ https://finance.vietstock.vn/ để 3.1.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu tính toán các chỉ tiêu đại diện cho các biến phụ thuộc- đo lường khả năng sinh lời của Theo thống kê mô tả dữ liệu (Bảng 2) doanh nghiệp (chỉ tiêu ROE- tỷ suất sinh nghiên cứu của 27 doanh nghiệp BĐS niêm lời vốn chủ sở hữu; ROA- tỷ suất sinh lời yết trên HOSE giai đoạn 2010- 2019 (Bảng tổng tài sản) và các chỉ tiêu đại diện cho 2), có thể thấy tỷ suất sinh lời trên tổng tài các biến độc lập- các nhân tố ảnh hưởng sản (ROA) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Một sở hữu (ROE) bình quân của các doanh số biến kiểm soát ảnh hưởng của yếu tố vĩ nghiệp BĐS trong 10 năm qua lần lượt là mô nền kinh tế tới khả năng sinh lời của 8,24% và 22,16%. Tỉ suất ROA nhìn chung doanh nghiệp BĐS cũng được đưa vào mô tương đối thấp đối với các doanh nghiệp hình xem xét như tốc độ tăng trưởng GDP BĐS trong giai đoạn này do thị trường bất (GGDP) và tốc độ tăng trưởng tín dụng động sản trong năm 2012- 2014 gần như (GMS), với nguồn dữ liệu được thu thập đóng băng, thị trường chỉ mới bắt đầu phục từ Tổng cục Thống kê. Thông tin chi tiết hồi từ khoảng đầu năm 2016. Bên cạnh đó, về cách thức tính toán, hình thành dữ liệu sự biến động của ROA và ROE (với độ các biến trong mô hình nghiên cứu đã được lệch chuẩn lần lượt là 65,71% và 81,24%) trình bày chi tiết trong Bảng 1. cho thấy chênh lệch về khả năng sinh lời giữa các doanh nghiệp BĐS niêm yết trên 3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận HOSE là tương đối lớn. Bên cạnh những doanh nghiệp có khả năng sinh lời rất cao, 3.1. Kết quả nghiên cứu có những doanh nghiệp lại chỉ đạt khả năng sinh lời rất thấp. Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 19
  8. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị tối thiểu Giá trị tối đa ROA 0,0824 0,6571 0,0926 0,1613 ROE 0,2216 0,8124 0,2043 0,4322 DFL 2,8368 2,5997 0,02 10,2529 SIZE 12,4072 0,5257 9,99 14,6061 PS 2,52e+11 4,15e+12 0,00005 6,82e+13 AGE 16,2779 8,6214 4 46 SL 6,1 1,4119 4 13 NN 0,2519 0,7133 0 4 GR 16,7057 257,5089 -0,9993 4231,193 GMS 0,1564 0,0498 0,0891 0,2765 GGDP 0,0631 0,0069 0,0503 0,0731 Nguồn: Tổng hợp kết quả trên phần mềm Stata Về các nhân tố như quy mô doanh nghiệp kê tại mức ý nghĩa 5%. Riêng với biến (SIZE), số liệu thống kê cho thấy, chênh kiểm soát GGDP, đối với ROA thể hiện lệch về quy mô tổng tài sản giữa các doanh tương quan dương nhưng đối với ROE lại nghiệp trong mẫu nghiên cứu là khá thấp, có tương quan âm. đa phần có quy mô tương đối đồng đều. Số lượng thành viên là người nước ngoài Bên cạnh việc kiểm tra đa cộng tuyến trong HĐQT (NN) chiếm rất ít trong tổng thông qua hệ số tự tương quan, nhằm số lượng thành viên HĐQT. Tốc độ tăng tránh xây dựng mô hình nghiên cứu với trưởng doanh thu (GR) có độ lệch chuẩn các biến có khả năng gây ra hiện tượng đa tương đối cao cho thấy sự chênh lệch về cộng tuyến, nghiên cứu, sau khi lựa chọn tăng trưởng doanh thu giữa các công ty các biến nghiên cứu đưa vào mô hình, còn trong mẫu nghiên cứu là lớn. tiến hành kiểm định lại khả năng xảy ra đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương 3.1.2. Kiểm định tự tương quan và một số sai VIF. Nếu giá trị VIF > 8 thì có dấu hiệu khuyết tật của mô hình đa cộng tuyến, tức là các biến độc lập có mối liên hệ tuyến tính chặt chẽ với nhau. Thống kê kết quả kiểm định hệ số tự tương Kết quả kiểm tra hệ số VIF (Bảng 4) cho quan giữa các cặp biến trong Bảng 3 cho thấy trong mô hình không có hiện tượng đa thấy mức tương quan giữa các biến đều có cộng tuyến. giá trị trong khoảng (-0,8; 0,8) nên chưa có cơ sở cho thấy có hiện tượng đa cộng 3.1.3. Kết quả mô hình hồi quy tuyến với mô hình khảo sát. Thêm vào đó, với biến phụ thuộc ROA và ROE thì biến Từ kết quả hồi quy cho thấy, đối với DFL, SIZE, PS, SL, NN, GMS có tương biến phụ thuộc ROA có hệ số R2 của mô quan dương và có ý nghĩa thống kê tại mức hình FEM và REM lần lượt là 6,88% và ý nghĩa 5%, các biến AGE và GR thể hiện 56,51%. Hệ số R2 của mô hình FEM với chỉ tương quan âm và không có ý nghĩa thống tiêu ROA là rất thấp và giá trị ước lượng 20 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  9. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH Bảng 3. Ma trận tương quan Pearson giữa các biến trong mô hình nghiên cứu ROA ROE DFL SIZE PS AGE SL NN GR GMS GGDP ROA 1,000 0,557* ROE 1,000 0,000 0,478* 0,456* DFL 1,000 0,000 0,000 0,329* 0,269* 0,355* SIZE 1,000 0,000 0,000 0,000 0,258* 0,037* 0,174* 0,256* PS 1,000 0,000 0,549 0,004 0,000 -0,021 -0,069 -0,299* -0,145* 0,003 AGE 1,000 0,728 0,255 0,000 0,017 0,733 0,405* 0,354* 0,079 0,028 0,126* -0,024 SL 1,000 0,000 0,000 0,196 0,645 0,039 0,691 0,572* 0,458* 0,143* 0,167* 0,321* -0,178* 0,503* NN 1,000 0,000 0,000 0,019 0,006 0,000 0,003 0,000 -0,030 -0,010 -0,053 0,046 -0,004 -0,004 0,037 -0,022 GR 1,000 0,622 0,666 0,389 0,453 0,749 0,751 0,0549 0,722 0,064 0,042 0,051 -0,017 -0,020 -0,039 -0,009 -0,006 0,034 GMS 1,000 0,297 0,491 0,407 0,776 0,743 0,527 0,688 0,719 0,691 0,061 -0,004 0,011 0,111 0,062 0,201* 0,082 0,041 0,033 0,528* GGDP 1,000 0,315 0,744 0,657 0,068 0,310 0,001 0,179 0,507 0,589 0,000 Chú thích: * Có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5% Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm Stata của tham số tương ứng với các biến giải Bảng 4. Hệ số phóng đại VIF của các biến thích hầu như không có ý nghĩa thống kê. nghiên cứu Điều này cho thấy phần lớn các biến giải Biến VIF 1/VIF thích trong mô hình không có khả năng giải GGDP 1,56 0,6397 thích được phần lớn biến động của biến phụ NN 1,55 0,6452 thuộc khả năng sinh lời (ROA) của doanh GMS 1,46 0,6830 SL 1,37 0,7292 nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE. Do đó, DFL 1,26 0,7916 để đảm bảo khả năng so sánh giữa mô hình SIZE 1,25 0,7989 REM và FEM trong việc lựa chọn mô hình AGE 1,24 0,8046 phù hợp hơn giải thích cho vấn đề nghiên PS 1,19 0,8370 cứu, chúng tôi chọn nghiên cứu sâu vào mô GR 1,01 0,9865 hình REM và FEM với biến giải thích đại VIF trung bình 1,32 diện khả năng sinh lời của doanh nghiệp là Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ước lượng ROE, tương tự như các nghiên cứu trước trên phần mềm Stata đó như Sivathaasan & các cộng sự (2013), Minh Nhựt & Thu Thảo (2014). Hai giả thuyết của kiểm định Hausman: Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa H0: Lựa chọn mô hình ảnh hưởng ngẫu chọn mô hình phù hợp hơn, giữa mô hình nhiên (REM) FEM và REM với biến phụ thuộc là ROE. Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 21
  10. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định H1: Lựa chọn mô hình ảnh hưởng cố định Kết quả ước lượng của mô hình ROE theo (FEM) mô hình (4) so với giả thuyết nghiên cứu ban đầu được trình bày trong Bảng 6. Kết quả kiểm định Hausman (Bảng 5) khuyến nghị sử dụng mô hình tác động cố Đòn bẩy tài chính (DFL): Kết quả nghiên định (FEM). Do vậy, các nội dung phân cứu cho thấy, dấu của kết quả hồi quy của tích và các kết luận về mối quan hệ giữa tham số biến DFL ngược với dự kiến, hàm các biến giải thích với khả năng sinh lời của ý rằng “Đòn bẩy tài chính” có tác động doanh nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE thuận chiều đến khả năng sinh lời (tỉ số được dựa trên kết quả hồi quy của mô hình ROE) của 27 doanh nghiệp ngành BĐS. (4) trình bày trong Bảng 5. Kết quả nghiên cứu này cũng được tìm thấy tương đồng với nghiên cứu của Andersson 3.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu & Minnema (2018), Liargovas & Skandalis Bảng 5. Kết quả hồi quy ROA và ROE theo mô hình FEM và REM Biến phụ thuộc: ROA Biến phụ thuộc: ROE Biến độc lập FEM REM FEM REM (1) (2) (3) (4) -0,0072 0,0245*** 0,0988* 0,1784*** DFL (0,218) (0,000) (0,051) (0,000) 0,0147 0,1589*** 0,0721 0,3009*** SIZE (0,456) (0,004) (0,671) (0,005) -2,76E-16 -8,22E-16 -6,43E-14*** -5,6E-14*** PS (0,849) (0,633) (0,000) (0,000) -0,0009 0,0039*** 0,0289 0,0234*** AGE (0,756) (0,000) (0,285) (0,000) 0,0051 0,1633*** 0,0923* 0,1217*** SL (0,409) (0,006) (0,087) (0,000) 0,0265** 0,0941*** 0,4273*** 0,6144*** NN (0,039) (0,000) (0,000) (0,000) -5,31E-06 -1,93E-06 0,00004 0,00004 GR (0,810) (0,941) (0,794) (0,826) 0,1755 0,3331** 2,1424 2,1576* GMS (0,289) (0,037) (0,134) (0,075) 0,7852 -1,8659 17,9888 20,4629** GGDP (0,594) (0,119) (0,158) (0,022) -0,1785 -0,6829 -1,1639 -4,2128 Hằng số (0,456) (0,001) (0,574) (0,002) Hệ số R2 0,0688 0,5651 0,3727 0,4559 Số quan sát 270 270 270 270 Kiểm định Hausman giữa mô hình (3) và (4): Giá trị xác xuất của giá trị thống kê theo kiểm định Khi bình phương (Prob>chi2)= 0,1594 Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn là giá trị xác suất (p_value) của các giá trị thống kê t tương ứng. *, **, *** Có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm Stata 22 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  11. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH (2008), và Ghosh & các cộng sự (2000). Cấu trúc tài sản (PS) có tác động ngược Đối với các doanh nghiệp ngành BĐS thì chiều đến khả năng sinh lời (ROE) của 27 mối quan hệ này cũng tương đối hợp lý vì CTCP ngành BĐS niêm yết trên HOSE. hoạt động của doanh nghiệp BĐS có đặc Có thể thấy, trong giai đoạn 2010- 2014, thù thường phụ thuộc nhiều vào các khoản ngành BĐS chịu nhiều tác động nền kinh vay nợ, đặc biệt là tín dụng dài hạn, dẫn tới tế suy thoái cũng như thị trường BĐS gần tỉ lệ đòn bẩy tài chính cao. Với quy mô tài như đóng băng nên tình hình kinh doanh trợ vốn cho các hoạt động trong lĩnh vực gặp nhiều khó khăn, việc sử dụng tài sản xây dựng, đầu tư, kinh doanh BĐS tương cố định vào hoạt động sản xuất kinh doanh đối lớn, nên việc tận dụng nguồn vốn vay chưa thực sự đạt hiệu quả tốt là một phần nợ có thể giúp các doanh nghiệp BĐS chủ nguyên nhân dẫn đến lợi nhuận giảm mạnh động trong việc tìm kiếm các cơ hội kinh và tác động xấu đến ROE. Kết luận này doanh và khuếch đại lợi nhuận. Mối quan tương đồng với nghiên cứu của Gill & các hệ được tìm thấy thông qua kết quả hồi quy cộng sự (2010). cũng cho thấy, rõ ràng, doanh nghiệp BĐS có tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao hơn thì có Thời gian hoạt động của doanh nghiệp khả năng sinh lời tốt hơn so với các doanh (AGE) có tác động cùng chiều đến khả nghiệp sử dụng đòn bẩy tài chính thấp. năng sinh lời, cụ thể là AGE tác động trực tiếp lên khả năng sinh lời ROE. Kết quả Quy mô doanh nghiệp (SIZE) có tác động của nhóm tác giả hoàn toàn đồng nhất với tích cực đến khả năng sinh lời ROE của các nghiên cứu của Liargovas & Skandalis CTCP ngành BĐS trong phạm vi nghiên (2008) khi cho rằng các công ty có thời cứu, và tác động này hoàn toàn phù hợp với gian hoạt động lâu dài sẽ có kinh nghiệm và lý thuyết cũng như mối quan hệ kỳ vọng mạng lưới kinh doanh cũng như khả năng ban đầu. Kết quả này cũng đồng nhất với đánh giá các cơ hội kinh doanh tốt hơn, do nghiên cứu của Sivathaasan & các cộng sự đó khả năng sinh lời sẽ cao hơn so với các (2013) và Bolek & Wiliński (2012). Như doanh nghiệp mới hoạt động. vậy, quy mô doanh nghiệp càng lớn thì khả năng sinh lời của doanh nghiệp BĐS niêm Quy mô Hội đồng quản trị (SL) có tác yết trên HOSE càng cao. Đối với ngành động thuận chiều đến khả năng sinh lời BĐS có đặc thù là tổng tài sản tương đối ROE. Cụ thể doanh nghiệp có số lượng lớn, đặc biệt là tài sản ngắn hạn (chi phí thành viên HĐQT nhiều hơn thì khả năng trả trước, khoản phải thu), vì vậy khi tổng sinh lời cũng cao hơn, điều này phù hợp với tài sản tăng chứng tỏ doanh nghiệp thu hút nghiên cứu của Shukeri & cộng sự (2012). được nhiều nhà đầu tư, bán được nhiều dự Ban quản trị có số lượng thành viên nhiều án hơn, đồng nghĩa với việc quy mô doanh có thể có khả năng điều hành hoạt động cao nghiệp được mở rộng. Ngoài ra khi bán hơn, mức độ am hiểu về doanh nghiệp cũng được hàng và thu được tiền, doanh nghiệp như các mối quan hệ xã hội cũng được mở có thể thanh toán kịp thời các khoản nợ rộng hơn. vay hoặc có dòng tiền để thực hiện các dự án khác kịp thời, chính vì thế kéo theo lợi Sự đa dạng chủng tộc trong HĐQT (NN) nhuận ròng tăng nên khả năng sinh lời cũng có tác động thuận chiều khả năng sinh lời có xu hướng tăng. (ROE), kết quả này đúng như kỳ vọng ban đầu của tác giả cũng như tương tự kết quả Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 23
  12. Các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam: Ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên và tác động cố định nghiên cứu của Shukeri & cộng sự (2012), Trên cơ sở xác định các nhân tố tác động Hambrick & cộng sự (1984). Sự có mặt đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp của thành viên là người nước ngoài trong ngành BĐS ở Việt Nam, dựa vào tính chất HĐQT sẽ làm tăng mức độ đa đạng về đặc thù của ngành, bài viết đề xuất một số văn hóa, kiến thức, kinh nghiệm, từ đó sẽ giải pháp cho doanh nghiệp và kiến nghị tới có nhiều sự lựa chọn chính xác và hợp lí cơ quan quản lý nhằm nâng cao khả năng hơn trong việc quản lý cũng như đầu tư của sinh lời của các doanh nghiệp ngành BĐS doanh nghiệp. niêm yết trên HOSE. Cụ thể: Với tốc độ tăng trưởng GDP (GGDP), Thứ nhất, các doanh nghiệp cần quan tâm tương tự như kết quả nghiên cứu của Bolek mở rộng quy mô doanh nghiệp, mở rộng và & Wiliński (2012), nghiên cứu cũng tìm phát triển thêm lĩnh vực hoạt động. Việc thấy tác động thuận chiều từ biến động tốc mở rộng quy mô làm cho doanh nghiệp độ tăng trưởng GDP tới khả năng sinh lời tăng thị phần, có vị thế trên thị trường. Các (ROE) của 27 doanh nghiệp BĐS niêm yết công ty có thể tận dụng lợi thế quy mô để trên HOSE. Khi tốc độ tăng trưởng GDP tiếp cận được nguồn vốn từ các nhà đầu tư, cao chứng tỏ đời sống người dân được nâng chi phí lãi vay sẽ thấp hơn. Đối với khách cao, cải thiện cũng như các doanh nghiệp hàng, doanh nghiệp sẽ tạo dựng được niềm hay tổ chức kinh tế phát triển mạnh; do đó tin, duy trì và phát triển được số lượng nhu cầu mua sắm hay xây dựng nhà cửa, các khách hàng, tăng khả năng cạnh tranh trên công trình BĐS được tăng lên, kéo theo đó thị trường, từ đó giúp nâng cao khả năng các doanh nghiệp ngành BĐS cũng sẽ kinh sinh lời của doanh nghiệp. doanh thuận lợi, phát triệu mạnh, khả năng sinh lời được tăng lên. Thứ hai, doanh nghiệp cần có định hướng cơ cấu tài sản hợp lý, đặc biệt là vấn đề đầu 4. Kết luận và khuyến nghị tư, sử dụng tài sản cố định (TSCĐ), theo đó tăng hiệu quả quản lý, sử dụng và đầu tư Kết quả nghiên cứu cho thấy khả năng sinh mới TSCĐ, thanh lý các tài sản đã lạc hậu, lời không chỉ chịu tác động từ những nhân lỗi thời, năng suất thấp… tố bên trong mà còn chịu tác động bởi các nhân tố vĩ mô bên ngoài doanh nghiệp. Cụ Thứ ba, doanh nghiệp cần sử dụng đòn thể, ứng dụng mô hình tác động ngẫu nhiên bẩy tài chính hợp lý để nâng cao khả năng và mô hình tác động cố định nghiên cứu sinh lời. Trong đó, doanh nghiệp cần đề ra định lượng 27 doanh nghiệp ngành BĐS chiến lược cụ thể về việc sử dụng đòn bẩy niêm yết trên HOSE giai đoạn 2010-2019, tài chính để năng cao khả năng sinh lời như nghiên cứu tìm thấy: đòn bẩy tài chính, sau: quy mô doanh nghiệp, thời gian hoạt động của doanh nghiệp, quy mô HĐQT, sự đa (i) Cần có chủ trương linh hoạt trong quá dạng chủng tộc trong HĐQT, và tốc độ trình sử dụng nợ, hạn chế sử dụng nợ để tài tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tích cực tới trợ cho các tài sản ngắn hạn khi chưa khai khả năng sinh lời của doanh nghiệp (ROE), thác hết hiệu suất sử dụng; trong khi đó cấu trúc tài sản có ảnh hưởng tiêu cực tới khả năng sinh lời của doanh (ii) Cần linh hoạt trong việc sử dụng các nghiệp BĐS. nguồn tài trợ vốn, cụ thể trong giai đoạn lãi 24 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020
  13. NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH suất cho vay trên thị trường bất ổn, bên cạnh nghiệm bao quát hơn và có nhiều ý nghĩa việc hạn chế đi vay nợ, doanh nghiệp có thể hơn trong việc xác định các nhân tố ảnh sử dụng hình thức huy động vốn khác như hưởng tới khả năng sinh lời của phần lớn phát hành thêm cổ phiếu cho nhân viên, các các doanh nghiệp BĐS tại Việt Nam. nhà đầu tư chiến lược. Thêm vào đó, các nghiên cứu tiếp theo cũng 5. Hạn chế của nghiên cứu và hướng có thể cân nhắc mở rộng sử dụng các chỉ tiêu nghiên cứu tiếp theo khác đánh giá mức độ hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp BĐS, thay vì sử dụng Nghiên cứu này còn hạn chế về phạm vi chỉ tiêu khả năng sinh lời của các doanh nghiên cứu khi mới chỉ tập trung nghiên nghiệp BĐS (ROA, ROE), như chỉ tiêu giá cứu vào các doanh nghiệp BĐS niêm yết trị thị trường (Tobin’s Q), giá trị vốn hóa thị trên HOSE. Việc mở rộng phạm vi nghiên trường..., nhằm tìm kiếm những đánh giá đa cứu sang các doanh nghiệp BĐS niêm yết dạng hơn về những nhân tố ảnh hưởng tới trên Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội, hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp sẽ góp phần đưa lại những nhận định thực BĐS trên thị trường Việt Nam ■ Tài liệu tham khảo Alshatti, A. S. (2015). “The Effect of the liquidity management on profitability in the Jordanian commercial banks”. International Journal of Business and Management, Vol. 10, No. 1. Andersson, A. & Minnema, J. (2018). “The relationship between leverage and profitability: a quantitative study of consulting firms in Sweden”. Umea University, International Business program, Degree Project. Bolek, M., & Wilinski, W. (2012). “The influence of liquidity on profitability of polish construction sector companies”. E-Finanse, Vol. 8, No. 1. Elif, A. S. (2016). “Does Firm Age Affect Profitability? Evidence from Turkey”. International Journal of Economic Sciences, Vol. 5, No. 3, pp. 1-9. Ghosh, C., Nag, R., & Sirmans, C. F. (2000). “The pricing of seasoned equity offerings: evidence from REITs”. Real Estate Economics, Vol. 28, No. 3, pp. 363 – 384 Gill, A., Biger, N., & Mathur, N. (2010). “The relationship between working capital management and profitability: Evidence from the United States”. Business and Economics Journal, Vol. 10, Issue. 1, pp. 1-9 Hambrick, D. C. and Mason, P. A. (1984). “Upper Echelons: The Organization as a Reflection of Its Top Managers”. Academy of Management Review, Vol. 9, No. 2, pp. 193-206. Hausman, J. (1978). “Specification Tests in Econometrics”. Econometrica, Vol. 46, Issue 6, pp.1251-71. Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). “Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange”. Journal of financial management and analysis, Vol. 19, Issue. 1. Liargovas, P & Skandalisk. (2008). “Factor affecting firms’ financial performance The Case of Greece”. University of Peloponnese Press. Owolabi, S. A., & Obida, S. S. (2012). “Liquidity management and corporate profitability: Case study of selected manufacturing companies listed on the Nigerian stock exchange”. Business Management Dynamics, Vol. 2, Issue. 2, pp.10-25. Quan Minh Nhựt & Lý Thị Thu Thảo. (2014). “Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp BĐS đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”. Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ, Số 33, trang 65-67. Rehman, M. U. & Kidmat, W. B. (2014). “Impact of liquidity & solvency on profitability chemical sector of Pakítan”. Ekonomika Management Inovace (EMI), Vol. 6, Issue 3, pp.3-13. Shukeri S. N, O.W Shin, & M.S Shaari. (2012). “Does Board of Director’s Characteristics Affect Firm Performance? Evidence from Malaysian Public Listed Companies”. International Business Research, Vol. 5, No. 9. Sivathaasan, N., Tharanika, R., Sinthuja, M., & Hanitha, V. (2013). “Factors determining profitability: a study of selected manufacturing companies listed on Colombo Stock Exchange in Sri Lanka”. European Journal of Business and Management, Vol. 5, No. 27 Tổng cục Thống kê (2020). “Số liệu thống kê”. Truy cập ngày 18/4/2020 từ https://www.gso.gov.vn/SLTK/ Tu, T. T., & Nguyen, U. T. (2014). “Relationship between working capital management and profitability–empirical evidence from Vietnamese listed firms”. Conference paper at the International Conference on Finance and Eocnomics, held at Ton Duc Thang University, June 2nd – 4th, 2014. Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 25
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2