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 này sử dụng bảng dữ liệu mảng cân bằng của 23 cơng ty chứng khốn 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 cơng ty
chứng khốn. Ngược lại, chi phí hoạt động và mức độ tập trung ngành có vẻ như là các biến có tác động tiêu cực. Trong khi
đó, ở cấp độ vĩ mơ, sự mở rộng tiền tệ sẽ làm tăng, trong khi sự gia tăng lạm phát và lãi suất lại làm giảm khả năng sinh lời
của các cơng ty chứng khốn. Ngồi ra, chúng tơi chưa tìm thấy bằng chứng rõ ràng về tác động tích cực của tỷ lệ an tồn
vốn hay tăng trưởng kinh tế đối với khả năng sinh lời của công ty chứng khốn.
Từ khóa: khả năng sinh lời; cơng ty chứng khoán; các nhân tố quyết 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.
1. GIỚI THIỆU
Các nghiên cứu về khả năng sinh lời trở thành một mối quan tâm trong lĩnh vực tài
chính doanh nghiệp khoảng hơn bốn thập kỷ gần đây khi ngày càng có nhiều ngành khó
vượt qua các cuộc khủng hoảng tài chính tại các quốc gia khác nhau. Các ngành càng rủi ro
cao như ngành tài chính thì càng dễ tổn thương khi gặp khủng hoảng. Một số nghiên cứu
điển hình ban đầu trong lĩnh vực này bao gồm Short (1979), Bourke (1989), Molyneux v
Thornton (1992), Demirgỹỗ-Kunt v Huizinga (1999). Sau ny, cỏc nghiên cứu được phân
chia dưới nhiều góc độ khác nhau theo các nhóm nhân tố ảnh hưởng như Athanasoglou và
cộng sự (2008), García-Herrero và cộng sự (2009), Dietrich và Wanzenriedb (2014), Tan (2016);
theo bối cảnh thị trường (thị trường mới nổi, thị trường cận biên hay thị trường phát triển)
như Mirzaei và cộng sự (2013), Phan và cộng sự (2016), Djalilov và Piesse (2016), Mamatzakis
và Bermpei (2014); hoặc theo giai đoạn của nền kinh tế (khủng hoảng hay tăng trưởng) như

nghiên cứu của Albertazzi và Gambacorta (2009), Caporal và cộng sự (2017), v.v.
1

Trường Đại học Kinh tế Quốc dân; Email:

2

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 các nghiên cứu kể trên tập trung chủ yếu vào khả năng sinh lời của các tổ chức
ngân hàng hoặc các tổ chức bảo hiểm mà thiếu vắng các nghiên cứu tượng tự đối với cơng ty
chứng khốn hoặc/và ngân hàng đầu tư. Do vậy nghiên cứu về khả năng sinh lời của công
ty chứng khốn góp phần hồn thiện và bổ sung các bằng chứng thực nghiệm về vấn đề này
đối với các tổ chức tài chính tại Việt Nam. Đồng thời, chúng tôi kỳ vọng kết quả nghiên cứu
sẽ là những gợi ý cho các cơng ty chứng khốn trong việc gia tăng khả năng sinh lời, giúp
hoạt động của công ty chứng khốn minh bạch, hiệu quả, góp phần vào q trình phát triển
của thị trường chứng khốn.
Tương tự như các nghiên cứu trước đây trên thế giới, trong bài báo này, chúng tôi chia
các nhân tố dự kiến ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các công ty chứng khốn tại Việt
Nam thành ba nhóm gồm các nhân tố đặc thù của cơng ty chứng khốn, các nhân tố đặc
điểm ngành và các nhân tố kinh tế vĩ mô. Chúng tơi cố gắng tìm hiểu xem liệu tác động của
các nhóm nhân tố này có tương tự như với các nghiên cứu tại các tổ chức tài chính khác hay
không và nguyên nhân của những khác biệt này là gì.

Kết cấu phần cịn lại của bài báo như sau: Phần 2: tổng quan nghiên cứu, phần 2: mô tả
phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu. Sau đó, kết quả nghiên cứu và thảo luận kết quả
nghiên cứu sẽ được trình bày trong phần 4. Cuối cùng, phần 5 sẽ rút ra một số kết luận chính.

2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
Theo lý thuyết về tính kinh tế của quy mơ, các tổ chức quy mơ lớn hơn có thể tận dụng
được lợi thế về quy mô để cung cấp dịch vụ cho khách hàng tại các mức chi phí thấp hơn vì
vậy họ sẽ kiếm được lợi nhuận nhiều hơn. Vì vậy quy mơ thường được sử dụng như một
yếu tố nội bộ để giải thích sự biến động của khả năng sinh lời. Ảnh hưởng của quy mô là
không đồng nhất giữa các nghiên cứu. Ảnh hưởng cùng chiều của quy mô đến khả năng
sinh lời được tìm thấy trong nghiên cứu của Petriaa và các cộng sự (2015), Guille´n và cộng
sự (2014), Ahamed (2017), Phan và cộng sự (2016), Bucevska và Misheva (2017), Hoffmann
(2016), Bouzgarrou và cộng sự (2017). Ở chiều ngược lại, các nghiên cứu của Tan (2016),
Mirzaei và cộng sự (2013), Bouzgarrou và cộng sự (2018) cho thấy khi quy mơ càng tăng thì
khả năng sinh lời càng giảm. Một số nghiên cứu của Djalilov và Piesse (2016), Westman (2011),
Athanasoglou và cộng sự (2008) khơng tìm thấy một mối quan hệ nào giữa chúng. Bên cạnh
đó, bằng chứng về mối quan hệ âm giữa hiệu quả chi phí với khả năng sinh lời của các tổ chức
tài chính được tìm thấy trong hầu hết các nghiên cứu kể trên ngoại trừ Tan (2016). Tác động
thuận chiều được giải thích phù hợp với lý thuyết tiền lương hiệu quả, nghĩa là phần lớn
chi phí hoạt động được chi trả cho lương nhân viên, mức lương cao hơn sẽ cải thiện đáng kể
năng suất của nhân viên, điều này dẫn đến khả năng sinh lời của ngân hàng tăng nhanh hơn
so với tốc độ tăng của chi phí. Mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu và lợi nhuận vẫn gây nhiều
tranh cãi. Các nghiên cứu theo quan điểm truyền thống cho rằng tỷ lệ vốn chủ trên tài sản
cao hơn sẽ làm tăng chi phí tài trợ và do đó dẫn đến làm giảm lợi nhuận điển hình là GarcíaHerrero và cộng sự (2009). Saona (2016) phát hiện ra mối quan hệ hình chữ U ngược giữa lợi
nhuận với tỉ lệ vốn chủ theo lập luận tỷ lệ vốn cao hơn liên quan đến tính linh hoạt cao hơn
để tận dụng lợi thế cơ hội kinh doanh mới, chủ yếu trong các thị trường mới nổi. Tuy nhiên,
khi tỷ lệ vốn tăng đáng kể, các ngân hàng không chấp nhận lợi thế của nợ để tài trợ cho các
lựa chọn tăng trưởng trong tương lai và giá trị công ty lúc này sẽ bị giảm dần do đó lợi nhuận



INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT

953

cũng giảm theo. Ngược lại, hầu hết các nghiên cứu khác đều tìm thấy mối quan hệ dương
giữa an toàn vốn với khả năng sinh lời tại các tổ chức tài chính điển hình như Athanasoglou
và cộng sự (2008).
Một số nghiên cứu đã đưa biến tập trung thị trường (HHI- Herfindahl-Hirschman Index)
vào mơ hình hồi quy để cố gắng tìm ra các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ này
nhưng kết quả cho thấy khơng có ý nghĩa thống kê như Dietrich và Wanzenried (2010), Tan
(2016), Djalilov và cộng sự (2016). Ngược lại, Petriaa và cộng sự (2013), Mirzaei và cộng sự
(2013) tìm thấy mối quan hệ âm hay Hoffmann (2016) chứng minh mối quan hệ dương trong
các nghiên cứu tương tự.
Đối với các nhân tố kinh tế vĩ mô, các biến thường được đưa vào mơ hình là tăng trưởng
GDP, lạm phát, lãi suất hoặc cung tiền. Tác động của lạm phát đối với lợi nhuận của ngân
hàng được kiểm tra lần đầu bởi Revell (1979) và được nghiên cứu thêm bởi Perry (1992) (trong
Tan, 2016). Cả hai đều cho rằng hiệu quả phụ thuộc vào việc liệu lạm phát được dự báo hay
không lường trước được. Nếu tỷ lệ lạm phát được dự đoán đầy đủ, các ngân hàng thay đổi lãi
suất hoặc quản lý chi phí hoạt động phù hợp để thực hiện doanh thu tăng nhanh hơn chi phí,
dẫn đến lợi nhuận cao hơn, trong khi nếu lạm phát không được dự đốn đầy đủ, các khoản
lỗ sẽ được tích lũy, dẫn đến giảm lợi nhuận ngân hàng. Tan (2016) khẳng định ảnh hưởng của
lạm phát đến lợi nhuận ngân hàng phụ thuộc vào việc liệu chi phí hoạt động có tăng nhanh
hơn so với lạm phát hay khơng, do đó khơng có kỳ vọng trước về ảnh hưởng của lạm phát
đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Quan điểm này đồng thuận với Athanasoglou và cộng
sự (2008) khi các tác giả cho rằng mối quan hệ giữa lạm phát kỳ vọng (hoặc lãi suất dài hạn,
kết hợp lạm phát kỳ vọng) và khả năng sinh lời là mơ hồ. Athanasoglou và cộng sự (2008) đã
dự báo lạm phát theo lạm phát hiện tại kết hợp với lãi suất dài hạn được đo bằng trái phiếu
chính phủ 10 năm để nghiên cứu về các ngân hàng Hy Lạp giai đoạn 1985-2001. Trong nền
kinh tế Hy Lạp, lạm phát CPI và lượng trái phiếu 10 năm tương đối cao cho đến năm 1990,
nhưng sau đó bắt đầu giảm phát, kéo dài cho đến khi kết thúc thời gian nghiên cứu. Kết quả

chỉ ra lạm phát kỳ vọng có tác động đáng kể và tích cực đến khả năng sinh lợi do khả năng
quản lý của các ngân hàng Hy Lạp đối với mức lạm phát trong tương lai và lãi suất đã được
điều chỉnh phù hợp để đạt được mức lợi nhuận cao hơn. Điều này cũng có thể được giải thích
từ việc bất cân xứng thơng tin giữa khách hàng và các nhà quản lý dẫn đến việc các ngân
hàng phản ứng kịp thời trước sự biến động của lãi suất. Mối quan hệ tích cực giữa khả năng
sinh lời của ngân hàng và lạm phát cũng được giải thích căn cứ vào thực tế là lãi suất tiền gửi
ngân hàng giảm với tốc độ nhanh hơn lãi suất cho vay. Hầu hết các nghiên cứu sau này cũng
chứng minh mối quan hệ tương tự giữa lạm phát và khả năng sinh lời tại các tổ chức tài chính.
Bên cạnh đó, theo Athanasoglou và cộng sự (2008), tăng trưởng GDP có biến động thuận
chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng, có thể là do tăng tỷ lệ cho vay. Tuy nhiên, mức
độ hoạt động kinh tế cũng ảnh hưởng đến việc cung cấp tiền, tức là tiền gửi, và nếu nguồn
cung tiền gửi sụt giảm do sự gia tăng tiêu dùng, tác động trên có thể trở nên tiêu cực. Mirzaei
và cộng sự (2013) phát hiện tác động của tăng trưởng GDP đến khả năng sinh lời ngân hàng
là tích cực cho các nền kinh tế tiên tiến: tăng trưởng GDP cao có liên quan đến lợi nhuận cao
hơn khi ngân hàng tăng trưởng. Khi xem xét các loại ngân hàng cụ thể, tác giả phát hiện rằng
ngân hàng đầu tư đạt ROA cao hơn so với các ngân hàng thương mại cho cả hai loại nền 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 hơn ngân hàng thương mại khi lợi nhuận
được đo bằng ROE. Các ngân hàng thương mại ở các nước tiên tiến kiếm được lợi nhuận tốt
hơn khi so sánh với các loại ngân hàng khác, ngoại trừ ngân hàng đầu tư. Caporale và cộng
sự (2017) đã nghiên cứu tác động của cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu đối với 76 ngân
hàng nước ngồi và 46 ngân hàng trong nước từ 17 quốc gia ở khu vực Trung Đông và Bắc
Phi giai đoạn 2000-2012. Kết quả cho thấy GDP có tác động cùng chiều và đáng kể đến khả
năng sinh lời đối với các ngân hàng trong nước, trong khi khơng có tác động nào được tìm
thấy với các ngân hàng nước ngồi. Tan (2016) phát hiện GDP có tác động đáng kể và tích

cực lên khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại Trung Quốc, điều này có thể được
giải thích bởi thực tế là nhu cầu cho vay tăng lên trong giai đoạn bùng nổ kinh tế, dẫn đến sự
cải thiện về khả năng sinh lời của ngân hàng. Các phát hiện tương tự cũng đã được tìm thấy
trong các nghiên cứu của Petriaa và cộng sự (2015), Guille´n và cộng sự (2014), Albertazzi và
Gambacorta (2009).

3. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
3.1. Phương pháp nghiên cứu
Tương tự các phân tích định lượng trước đây về các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng
sinh lời của các tổ chức tài chính như Iannotta (2007), Athanasoglou và cộng sự (2008), GarcíaHerrero và cộng sự (2009), Mirzaei và cộng sự (2013), Dietrich và Wanzenriedb (2014), Tan
(2016), trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng tỷ suất sinh lời của tài sản (ROA) và tỷ suất
sinh lời của vốn chủ sở hữu (ROE) là biến phụ thuộc đại diện cho khả năng sinh lời của các
cơng ty chứng khốn. ROA, ROE được tính lần lượt bằng tỷ số giữa lợi nhuận sau thuế trên
tổng tài sản và lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Trong đó, các biến
giải thích được chia thành ba nhóm bao gồm: (1) nhóm các biến đặc thù của cơng ty chứng
khốn gồm quy mơ cơng ty, tỷ lệ an tồn vốn, hiệu quả quản lý chi phí/hiệu quả hoạt động,
thị phần cơng ty; (2) nhóm các biến đặc điểm ngành kinh doanh gồm phát triển thị trường
chứng khoán, tập trung/cạnh tranh ngành và (3) nhóm các biến thuộc về điều kiện kinh tế vĩ
mơ gồm tăng trưởng tín dụng, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát. Tên gọi, thước đo và định
nghĩa các biến thể hiện trong phụ lục (Bảng A1). Ngoài các biến giải thích ở trên, chúng tơi
đưa thêm biến trễ 1 kỳ của biến phụ thuộc nhằm xem xét tính động của mơ hình và biến quy
mơ bình phương nhằm trả lời câu hỏi liệu có tồn tại quan hệ phi tuyến giữa quy mô công
ty và khả năng sinh lời cơng ty chứng khốn hay khơng (Athanasoglou và cộng sự, 2008;
Eichengreen và Gibson, 2001). Cụ thể, phương trình hồi quy được mô tả như 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 và t = 1,2,......, T với N và T lần lượt là số lượng các công ty chứng khoán
và số năm nghiên cứu;
Profit là các biến phụ thuộc phản ánh khả năng sinh lời của công ty chứng khốn đo bằng

ROA và ROE của cơng ty trong năm t;
Sizeit, CAit, OEit, MSit lần lượt là các biến phản ánh quy mô công ty, tỷ lệ an tồn vốn, hiệu
quả hoạt động, thị phần của cơng ty trong năm t;


INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT

955

HHIit, MarCapit, GDPgrit, Infit, CreGrit lần lượt là các biến phản ánh tập trung thị trường,
phát triển thị trường chứng khoán, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng tín
dụng năm t;
β1, β2,…, β11 là các hệ số ước lượng, giải thích tác động của các biến độc lập lên biến phụ
thuộc; là hệ số chặn; là sai số thống kê. Khái niệm và đo lường các biến được trình bày trong
Phụ lục A1.
Nghiên cứu về cơ bản sẽ được thực hiện 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 các biến cơng ty thu thập từ các báo cáo tài chính có kiểm tốn của
tất cả các cơng ty chứng khốn niêm yết (23 công ty) trên các Sở giao dịch chứng khoán tập
trung tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2018. Chúng tôi lựa chọn thời gian
nghiên cứu như trên vì cho rằng khoảng thời gian này phản ánh đầy đủ một chu kỳ biến
động của thị trường chứng khoán Việt Nam. Các báo cáo tài chính đã kiểm tốn của các cơng
ty được cơng bố trên website công ty (mục quan hệ cổ đông), chúng tôi kiểm tra độ tin cậy của
những số liệu này bằng cách so sánh chúng với các công bố tại các website của Ủy ban chứng
khoán Nhà nước, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và Sở giao dịch chứng khốn Thành phố
Hồ Chí Minh.

Đối với dữ liệu để tính tốn các biến kinh tế vĩ mơ hoặc biến đặc trưng của ngành, chúng
tôi thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và Ngân hàng
Thế giới.
Thống kê mô tả các biến trong giai đoạn nghiên cứu 2009-2018 được trình bày trong Phụ
lục A2. Giá trị trung bình của ROA và ROE lần lượt là khoảng 2,9% và 4,8%/năm. Quy mơ tài
sản có sự biến động tương đối lớn với độ lệch chuẩn là 1,22, chứng tỏ có sự chênh lệch tương
đối về quy mơ tài sản của các 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 của các cơng ty chứng khốn chiếm 64% so với tổng
tài sản. Hiệu quả sử dụng chi phí có giá trị trung bình đạt 0,96 cho biết để đạt được 100 đồng
thu nhập, cơng ty chứng khốn phải chi ra trung bình 96 đồng chi phí. Giá trị của biến này
cao nhất đạt 19,76 và thấp nhất là -0,22 (đây là trường hợp thu nhập của công ty âm), số liệu
này cho thấy để vận hành hoạt động, các công ty chứng khốn trang trải chi phí rất lớn trong
tổng thu nhập. Thị phần của cơng ty chứng khốn có chênh lệch rất lớn giữa các công ty qua
các năm với giá trị thấp nhất là 0,03 và cao nhất đạt 27,17%. Mức độ tập trung thị trường đạt
cao nhất năm 2016 và thấp nhất năm 2009 thể hiện qua chỉ số HHI lần lượt là 1.243,7 và 892.
Phát triển thị trường chứng khốn ở mức thấp và có sự chênh lệch lớn khi mức thấp nhất chỉ
đạt 19,2% và mức cao nhất đạt gần 60%. Tăng trưởng GDP tương đối ổn định trong giai đoạn
nghiên cứu, ngược lại là tỷ lệ lạm phát với mức giao động từ 0,88% đến 18,68% và tăng trưởng
tín dụng với mức giao động là 8,9% đến 37,5%.
Để kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến giải thích trong mơ hình, chúng tơi tính
hệ số tương quan giữa các cặp biến. Hầu hết các kết quả ở mức chấp nhận được 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 và quy mô công ty với hệ số tương quan đạt 0,81. Hệ số phóng đại
phương sai (variance inflation factor – VIF) của các biến hầu hết nhỏ hơn 2 ngoại trừ VIF của
các biến quy mô, thị phần công ty, vốn hóa thị trường chứng khốn, tỷ lệ lạm phát và tăng

trưởng kinh tế nằm trong khoảng từ 2 đến 5. Điều này có nghĩa là mức độ đa cộng tuyến giữa
các biến là không đủ nghiêm trọng và có thể chấp nhận được.

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN
Ban đầu, phương trình (1) được ước lượng theo phương pháp PLS (Panel Least Square).
Tiếp theo, để xác định xem có tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên hay không, kiểm định Lagrange
Multiplier (Lagrange Multiplier Tests for Random Effects) sẽ được thực hiện. Kết quả kiểm
định này gợi ý tồn tại hiệu ứng ngẫu nhiên theo đơn vị chéo, nhưng không tồn tại 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) là phù hợp hơn so với PLS. Tiếp theo, để lựa
chọn giữa REM và mơ hình hiệu ứng cố định (fixed effects model-FEM), chúng tôi dùng kiểm
định Hausman (Bảng 4). Kết quả cho thấy REM không thể bị bác bỏ ở các 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 hiện hồi quy FEM sau đó tiến hành kiểm định loại bỏ hiệu ứng cố định
(redundant fixed effects). Kết quả của kiểm định này chỉ ra rằng chưa đủ cơ sở để bác bỏ FEM
(Bảng 5). Như vậy, các gợi ý lựa chọn mơ hình là tương đối hỗn hợp. Trong tất cả các hồi quy,
để đảm bảo các ước lượng là vững, chúng tôi đều xử lý vấn đề phương sai sai số thay đổi bằng
cách lựa chọn ước lượng ma trận hiệp phương sai White (White cross-section). Kết quả hồi
quy của REM và FEM với cả ROA và ROE (ký hiệu từ hồi quy (1) tới hồi quy (4)) được trình
bày trong Bảng 1.
Nhìn chung, kết quả ước lượng theo phương pháp REM và FEM là khá tương đồng
nhau, đặc biệt là ở phương trình hồi quy với ROA. Cụ thể, chúng tơi hầu như khơng tìm thấy
bằng chứng về tính động của khả năng sinh lời (phản ánh qua biến trễ). Thậm chí, dấu của
hệ số của biến trễ cịn mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê trong phương trình hồi quy với
ROE theo phương pháp FEM (hồi quy (4)). Điều này hàm ý lợi nhuận của các cơng ty chứng
khốn trong mẫu nghiên cứu thay đổi khá thất thường qua các năm, trái ngược với các bằng
chứng thực nghiệm phát hiện bởi Athanasoglou và cộng sự (2005) hay Djalilov và Piesse
(2016) về tính ì (persistance) của khả năng sinh lời của các ngân hàng ở cả các nước phát triển
và các nền kinh tế đang chuyển đổi. Trong khi đó, Goddard và cộng sự (2004) lại cho kết quả
khá khác nhau về tính động của khả năng sinh lời của khu vực ngân hàng giữa các nền kinh

tế châu Âu.
Bảng 1: Kết quả 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 là sai số chuẩn; *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ phần mềm Eviews

Quy mô công ty (Size) được đo bằng log của tổng tài sản có tác động cùng chiều với khả
năng sinh lời nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê trong các hồi quy với ROA. Kết quả này có thể
được giải thích bằng việc các cơng ty chứng khốn có quy mơ tài sản lớn sẽ có điều kiện để
đa dạng hóa danh mục đầu tư, có nhiều nguồn lực để đầu tư vào nhân lực và công nghệ. Bên
cạnh đó quy mơ lớn có thể giúp các cơng ty gia tăng sức mạnh thị trường thơng qua hình
ảnh thương hiệu, từ đó thu được nhiều lợi nhuận hơn từ việc thực thi quyền lực thị trường.
Đặc biệt, hệ số ước lượng của biến size^2 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
cho thấy tốc độ tăng của khả năng sinh lời sẽ giảm dần theo quy mô công ty, và khi quy mô
tăng vượt q một ngưỡng nào đó thì khả năng sinh lời có thể sẽ giảm. Mối quan hệ này có
thể được giải thích bởi đặc tính năng suất biên giảm dần của vốn (tài sản). Ngồi ra, những
cơng ty có quy mơ q lớn có thể gặp phải các vấn đề về tính quan liêu, sự cứng nhắc và chi
phí quản lý lớn do bộ máy cồng kềnh. Nhìn chung kết quả về mối quan hệ giữa quy mô với
khả năng sinh lời của cơng ty chứng khốn tương đối đồng nhất với các nghiên cứu tương tự
với các tổ chức tài chính như các ngân hàng thương mại (Goddard và cộng sự, 2004; GarcíaHerrero và cộng sự, 2009) hay các cơng ty bảo hiểm (Malik, 2011).
Bên cạnh đó, hệ số ước lượng của biến CA (tỷ lệ an toàn vốn) đều mang dấu dương ở
cả hai phương pháp ước lượng tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa
truyền thống, ngoại trừ trong hồi quy (3). Kết quả này cho thấy bằng chứng không chắc chắn
về mối quan hệ cùng chiều giữa khả năng sinh lời với tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản của các
cơng ty chứng khốn. Để đủ điều kiện thực hiện đầy đủ các nghiệp vụ, cơng ty chứng khốn


958

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


phải tuân thủ quy định về mức vốn pháp định và phải duy trì tỷ lệ an tồn vốn theo quy định
của pháp luật. Thơng thường, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản càng cao, cơng ty càng có
nhiều khả năng tham gia vào các lĩnh vực kinh doanh khác nhau. Bên cạnh đó với mức vốn
chủ cao, các cơng ty chứng khốn có khả năng chống đỡ với rủi ro tốt hơn, đặc biệt là với hoạt
động rủi ro cao như tự doanh chứng khốn hoặc khi thị trường có những biến động lớn hoặc
cú sốc tài chính. Vốn chủ sở hữu cao cũng là một tín hiệu quan trọng giúp các cơng ty chứng
khốn nâng cao độ tin cậy và uy tín của mình, giúp cơng ty có cơ hội gia tăng các khoản vay
khi điều kiện thị trường thuận lợi, mở rộng nhiều cơ hội kinh doanh. Tuy nhiên, kết quả phân
tích thực nghiệm chưa khẳng định rõ ràng mối quan hệ tỷ lệ thuận giữa tỷ lệ an toàn vốn và
khả năng sinh lời của các công ty trong mẫu nghiên cứu. Kết quả này là không đồng nhất
với các nghiên cứu của Goddard và cộng sự (2004), Athanasoglou và cộng sự (2008), Mirzaei
và cộng sự (2013) Djalilov và Piesse (2016), tuy nhiên lại khá giống với những phát hiện bởi
García-Herrero và cộng sự (2009) đối với khu vực ngân hàng của Trung Quốc.
Biến OE phản ánh hiệu quả sử dụng chi phí (đo lường bằng chi phí/tổng thu nhập) có hệ
số ước lượng mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ở hầu hết các hồi quy. Nói cách
khác khi giá trị của biến này tăng sẽ làm cho ROA và ROE giảm. Tương tự như các tổ chức
tài chính khác, chi phí tiền lương thường chiếm tỷ trọng lớn nhất (giao động 25-30%) trong
tổng chi phí hoạt động của một cơng ty chứng khốn, vì vậy nếu OE tăng mà làm giảm ROA
hoặc ROE thì điều đó có thể hàm ý năng suất lao động tại các cơng ty chứng khốn chưa tăng
tương xứng với chi phí tiền lương. Phát hiện này là đi ngược với lý thuyết tiền lương hiệu
quả khi lý thuyết này cho rằng việc chi trả tiền lương cao hơn sẽ giúp tăng năng suất và sự
nỗ lực của người lao động, do đó có khả năng cải thiện khả năng sinh lời của công ty. Kết quả
này là phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây về khả năng sinh lời trong các tổ chức
tài chính, điển hình như Athanasoglou và các cộng sự (2008), García-Herrero và các cộng sự
(2009), Olson và Zoubi (2011), Mirzaei và các cộng sự (2013), ngoại trừ Tan (2016). Kết quả này
cũng gợi ý rằng việc kiểm sốt tốt chi phí, hay quản lý hiệu quả chi phí, sẽ giúp gia tăng khả
năng sinh lời cho các cơng ty chứng khốn.
Biến phản ánh thị phần của cơng ty chứng khốn, được tính bằng tỷ lệ % tổng doanh thu
của công ty chứng khốn so với tổng doanh thu tồn thị trường, có tác động cùng chiều với

các biến phản ánh khả năng sinh lời và đều có mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả này hàm ý
rằng muốn tăng khả năng sinh lời, các cơng ty chứng khốn cần gia tăng thị phần của mình.
Trong khi đó, hệ số ước lượng của biến phản ánh mức độ tập trung ngành (HHI) lại mang
dấu âm trong tất cả các hồi quy nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 10% với các hồi quy của
ROA. Kết quả này có thể hàm ý rằng khi tập trung ngành tăng thì sẽ làm giảm khả năng sinh
lời của cơng ty chứng khốn. Nói cách khác, thị trường càng cạnh tranh thì khả năng sinh
lời của cơng ty chứng khốn càng tăng. Kết quả này cũng phù hợp với các phát hiện trong
Athanasoglou và cộng sự (2008) hay Mirzaei và cộng sự (2013).
Phát triển thị trường chứng khoán được đo bằng tỷ lệ vốn hoá thị trường chứng khoán
trên tổng sản phẩm quốc nội (MarCap) có hệ số ước lượng mang dấu dương và có ý nghĩa
thống kê ở các mức ý nghĩa truyền thống trong hầu hết các phương trình hồi quy. Kết quả
này cho thấy khi thị trường chứng khoán càng phát triển thì khả năng sinh lời của các cơng
ty chứng khoán càng tăng. Kết quả này cũng đồng nhất với kết quả của các nghiên cứu trước


INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT

959

đây về khả năng sinh lời của các tổ chức tài chính như Albertazzi và Gambacorta (2009), Tan
(2016). Kết quả này là phù hợp logic và dễ giải thích vì khi thị trường chứng khốn phát triển,
các dịch vụ của cơng ty chứng khốn sẽ năng động và hoạt động tối ưu hơn để đáp ứng nhu
cầu của thị trường, do đó lợi nhuận của các cơng ty chứng khốn cũng cao hơn. Vốn hố thị
trường tăng cũng đồng nghĩa với quy mô giao dịch tăng, hoạt động môi giới đem lại nhiều lợi
nhuận hơn cho các cơng ty chứng khốn. Bên cạnh đó, huy động vốn trên thị trường sơ cấp
sẽ được thúc đẩy vì các tổ chức phát hành kỳ vọng vào các đợt phát hành thành công về khối
lượng và giá chào bán dẫn đến doanh thu và lợi nhuận từ bảo lãnh phát hành chứng khốn
của các cơng ty thường tăng cùng với mức độ vốn hoá của thị trường.
Liên quan đến các biến kinh tế vĩ mô, kết quả ước lượng chỉ ra rằng có vẻ như biến tăng
trưởng kinh tế có tác động ngược chiều đến các biến phản ánh khả năng sinh lời của cơng ty

chứng khốn. Tuy nhiên, hệ số ước lượng được của biến này chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức
ý nghĩa 5% trong các phương trình hồi quy với ROA, hàm ý rằng các cơng ty chứng khốn
khơng tạo ra nhiều lợi nhuận hơn trong nền kinh tế tăng trưởng. Kết quả này có vẻ như
ngược với nhiều nghiên cứu trước đây về mối quan hệ tương tự trong các tổ chức tài chính
như Athanasoglou và cộng sự (2008, Mirzaei và cộng sự (2013) hay Tan (2016). Một đặc điểm
đáng lưu ý trong thị trường chứng khốn là các nhà đầu tư thích một thị trường có nhiều
biến động thậm chí bất ổn, hơn là một thị trường ổn định vì khi đó sẽ tạo ra nhiều cơ hội hơn
cho họ trong việc tìm kiếm lợi nhuận trên thị trường. Trong cơ cấu hoạt động của các cơng
ty chứng khốn, hoạt động mơi giới và tự doanh thường chiếm tỷ trọng lớn vì vậy trong bối
cảnh kinh tế ổn định và có tăng trưởng, cơng ty chứng khốn khó có khả năng tạo nhiều lợi
nhuận hơn. Lý do khác lý giải cho kết quả trên có thể là khi tốc độ tăng trưởng kinh tế cao thì
dịng vốn sẽ đổ vào các khu vực sản xuất kinh doanh trực tiếp, do đó dịng tiền đầu tư gián
tiếp thơng qua kênh chứng khốn sẽ bị sụt giảm dẫn đến khả năng sinh lời của các cơng ty
chứng khốn giảm.
Trong khi đó, tác động tiêu cực của lạm phát và tích cực của tăng trưởng tín dụng đối với
khả năng sinh lời được khẳng định ở tất cả các hồi quy. Lạm phát cao sẽ dẫn đến lãi suất tăng
theo do vậy làm kênh tiền gửi hấp dẫn hơn. Nhà đầu tư sẽ có xu hướng rút tiền từ kênh đầu
tư chứng khoán khiến quy mô giao dịch thường sụt giảm trong những năm lạm phát cao.
Ngồi ra, các doanh nghiệp Việt Nam nói chung và các doanh nghiệp niêm yết nói riêng phụ
thuộc nhiều vào vốn vay. Lạm phát và lãi suất cao, ngoài gây bất ổn, cịn làm tăng chi phí vay
nợ và làm giảm lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết, khiến cổ phiếu trở nên kém hấp
dẫn. Giá và lượng giao dịch của thị trường có thể sụt giảm và ảnh hưởng tiêu cực tới kết quả
hoạt động đầu tư cũng như mơi giới của các cơng ty chứng khốn. Tương tự như vậy, tăng
trưởng tín dụng cao là biểu hiện của sự mở rộng tiền tệ. Tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng
cung tiền là các mục tiêu điều hành trung gian của Ngân hàng Nhà nước. Tăng trưởng tín
dụng cao thường đi kèm lãi suất giảm và do vậy khiến kênh đầu tư chứng khoán trở nên hấp
dẫn hơn và giúp làm tăng khả năng sinh lời của các cơng ty chứng khốn.

5. KẾT LUẬN
Nghiên cứu 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 xem xét các nhân tố quyết
định đến khả năng sinh lời của công ty chứng khoán. Kết quả chỉ ra rằng, ở cấp độ công ty


960

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

và ngành, 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 cơng ty chứng khốn. Ngược lại, chi phí hoạt động và mức độ tập
trung ngành có vẻ như là các biến có tác động tiêu cực. Trong khi đó, ở cấp độ vĩ mô, sự mở
rộng tiền tệ sẽ làm tăng, trong khi sự gia tăng lạm phát và lãi suất lại làm giảm khả năng sinh
lời của các cơng ty chứng khốn. Ngồi ra, chúng tơi chưa tìm thấy bằng chứng rõ ràng về
tác động tích cực của tỷ lệ an toàn vốn hay tăng trưởng kinh tế đối với khả năng sinh lời của
cơng ty chứng khốn.
Kết quả nghiên cứu tác động của các nhóm nhân tố thuộc về cơng ty và nhóm nhân tố
đặc điểm ngành có những hàm ý quan trọng cho các cơng ty chứng khốn. Để cải thiện khả
năng sinh lời các cơng ty cần gia tăng thị phần và kiểm soát tốt chi phí. Các chính sách ngành
và chính sách vĩ mơ như tăng quy mô thị trường, cải thiện môi trường kinh doanh, bình ổn
kinh tế vĩ mơ (duy trì lạm phát và lãi suất thấp) và thúc đẩy tăng trưởng tín dụng/tiền tệ cũng
là những chính sách có vai trị đặc biệt quan trọng tới khả năng sinh lời của các cơng ty chứng
khốn. Mặc dù đã có một số phát hiện quan trọng nhưng nghiên cứu này vẫn còn có những
hạn chế nhất định về dữ liệu khi thời gian nghiên cứu khá ngắn (chưa đủ dài để so sánh giữa
các giai đoạn), và quy mô mẫu khá nhỏ (chỉ bao gồm cơng ty chứng khốn niêm yết). Ngồi
ra, phương pháp ước lượng cũng khá đơn giản. Những hạn chế này sẽ là những gợi ý quan
trọng cho các nghiên cứu tiếp theo của chúng tôi.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1.


Albertazzi, U. & Gambacorta, L. (2009), “Bank profitability and the business cycle”, Journal of Financial
Stability, No. 5, 393–409.

2.

Ahamed, M.M. (2017), “Asset quality, non-interest income, and bank profitability: Evidence from
Indian banks”, Economic Modelling, No. 63, 1–14.

3.

Athanasoglou, P.P., Brissimis, S.N. & Delis, M.D. (2008), “Bank-specific, industry-specific and
macroeconomic determinants of bank profitability”, Journal of International Financial Markets, Institutions
and Money, No. 18, Vol. 2, 121-136.

4.

Bourke, P. (1989), ‘Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North
America and Australia’, Journal of Banking and Finance, No. 13, 65-79.

5.

Bouzgarroua, H., Jouidaa, S. & Louhichib, W. (2018), “Bank profitability during and before the financial
crisis: Domestic versus foreign banks”, Research in International Business and Finance, No.44, 26-39.

6.

Bucevska, V. & Misheva, B.H. (2017), “The Determinants of Profitability in the Banking Industry:
Empirical Research on Selected Balkan Countries”, Eastern European Economics, No. 55, 146–167.

7.


Caporale, G.M., Lodh, S. & Nandy, M. (2017), “The performance of banks in the MENA region during
the global financial crisis”, Research in international Business and Finance, No. 42, 583590.

8.

Demirgỹỗ-Kunt,A. & Huizinga, H. (1999), ‘Determinants of Commercial Bank Interest Margins and
Profitability: Some International Evidence’, The World Bank Economic Review, No. 13, Vol 2, 379–408.

9.

Dietrich, A. & Wanzenried, G. (2014), “The determinants of commercial banking profitability in low-,
middle-, and high-income countries”, The quarterly review of economics and finance, No. 54, Vol 3, 337-354.

10. Djalilov, K. & Piesse, J. (2016), “Determinants of bank profitability in transition countries: What matters
most?”, Research in International Business and Finance, No. 38, 69–82.
11. García-Herrero, A., Gavilá, S. & Santabárbara, D. (2009), “What explains the low profitability of Chinese
banks?”, Journal of Banking & Finance, No. 33, 2080–2092.


INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT

961

12. Goddard, J., Molyneux, P. & Wilson, J.O.S (2004), ‘Dynamics of growth and profitability in banking’,
Journal of Money, Credit and Banking, No.36, Vol.6, 1069-1090.
13. Guille´n, J., Rengifo, E.W. & Ozsoz, E. (2014), “ Relative power and efficiency as a main determinant of
banks’ profitability in Latin America”, Borsa Istanbul Review, No.14, 119-125.
14. Hoffmann, P.S. (2011), ‘Determinants of the Profitability of the US Banking Industry’, International
Journal of Business and Social Science, No.2, Vol.22.

15. Hoffmann, P.S. (2016), “Intra- and extra-bank determinants of Latin American Banks’ profitability”,
International Review of Economics & Finance, No. 5, 197-214.
16. Iannotta, G., Nocera, G. & Sironi, A. (2007), “Ownership structure, risk and performance in the
European banking industry”, Journal of Banking & Finance, No 31, 2127–2149.
17. Malik, H. (2011), ‘Determinants of insurance companies profitability: An analysis of insurance sector of
Pakistan’, Academic Research International, No. 1 Vol 3, 315-321.
18. Mamatzakis, E. & Bermpei, T. (2014), “What drives investment bank performance? the role of risk,
liquidity and fees prior to and during the crisis”, International Review of Financial Analysis, No.35, 102117.
19. Mirzaei, A., Moore, T. & Liu, G. (2013), “Does market structure matter on banks’ profitability and
stability? Emerging vs. advanced economies”, Journal of Banking & Finance, No. 37, 2920-2937.
20. Molyneux. P. & Thornton, J. (1992), ‘Determinants of European bank profitabilit: A note’, Journal of
Banking and Finnance, No. 16, 1173-1178.
21. Olson, D. & Zoubi, T.A. (2011), “Efficiency and bank profitability in MENA countries”, Emerging Markets
Review, No. 12, 94-110.
22. Petriaa, N., Caprarub, B. & Ihnatovc, I. (2015), “Determinants of banks’ profitability: evidence from EU
27 banking systems”, 7th International Conference on Globalization and Higher Education in Economics and
Business Administration, GEBA 2013, Procedia Economics and Finance, No. 20, 518 – 524.
23. Phan, T.M.H., Daly, K. & Akhter, S. (2016), “Bank efficiency in emerging Asian countries”, Research in
International Business and Finance, No. 38, 517–530.
24. Saona, P. (2016), “Intra- and extra-bank determinants of Latin American Banks’ profitability”,
International Review of Economics & Finance, No. 5, 197-214.
25. Short, B.K. (1979), “The relation between commercial bank profit rates and banking concentration in
Canada, Western Europe, and Japan”, Journal of Banking and Finance, No. 3, 209-219.
26. Tan, Y. (2016), “The impacts of risk and competition on bank profitability in China”, Journal of International
Financial Markets, Institutions & Money, No 40, 85–110.
27. Westman, H. (2011), “The impact of management and board ownership on profitability in banks with
different strategies”, Journal of Banking & Finance, No. 35, 3300-3318.


962


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

PHỤ LỤC
Bảng 1: Khái niệm và thước đo các biến trong mơ hình nghiên cứu
Tên biến
Khả năng sinh lời
Tỷ suất sinh lời của tài sản
Tỉ suất sinh lời của vốn chủ sở hữu
Đặc điểm công ty chứng khốn
Quy mơ cơng ty
An tồn vốn
Hiệu quả sử dụng chi phí
Thị phần cơng ty

Ký hiệu

Khái niệm và thước đo

ROA
ROE

Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản
Lợi nhuận sau thuế/Vốn chủ sở hữu

Size
CA
OE
MS


Logarit tự nhiên của tổng tài sản
Vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản
Chi phí hoạt động/Tổng thu nhập
Tổng doanh thu của cơng ty chứng khốn i/Tổng doanh thu thị
trường

Đặc điểm ngành
Mức độ tập trung thị trường
Phát triển thị trường chứng khốn

HHI
MarCap

Tổng bình phương thị phần của cơng ty chứng khốn
Tỉ lệ % giá trị vốn hoá thị trường chứng khoán trên tổng sản phẩm
quốc nội. Nguồn số liệu từ website của Ngân hàng Thế giới

Kinh tế vĩ mô
Tăng trưởng kinh tế

GDPgr

Lạm phát

Inf

Tăng trưởng tín dụng

CreGr


Tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội hàng năm. Nguồn số
liệu từ website của Tổng cục thống kê Việt Nam
Tốc độ tăng trưởng chỉ số giá tiêu dùng. Nguồn số liệu từ website
của Tổng cục thống kê Việt Nam
Tốc độ tăng trưởng tín dụng của nền kinh tế. Nguồn số liệu từ
website của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
Nguồn: Tổng hợp của các tác giả

Bảng 2: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Tên biến

Giá trị trung bình

Giá trị lớn nhất

Giá trị nhỏ nhất

Độ lệch chuẩn

ROA
ROE
SIZE
CA
OE
MS
HHI
MarCap
GDPGr
Inf
CreGr


0,029
0,048
27,68
0,64
0,96
4,35
1.040,3
33,66
6,15
6,62
18,76

0,238
0,586
30,80
0,99
19,76
27,17
1.243,71
55,99
7,08
18,68
37,50

-0,374
-1,451
24,16
0,13
-0,22

0,03
891,97
19,15
5,25
0,88
8,90

0,078
0,170
1,22
0,25
1,62
5,14
98,11
11,58
0,61
4,74
8,62

Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ phần mềm Eviews


INTERNATIONAL CONFERENCE PROCEEDINGS: GLOBAL FDI AND RESPONSES OF FDI ENTERPRISES IN VIETNAM IN THE NEW CONTEXT

963

Bảng 3: Kết quả kiểm định Lagrange Multiplier
Test Hypothesis
ROA
ROE


Cross-section

Time

Both

 10.41791

 0.001015

 10.41892

(0.0012)

(0.9746)

(0.0012)

 2.648856

 2.95E-06

 2.648858

(0.1036)

(0.9986)

(0.1036)


Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ phần mềm Eviews
Bảng 4: Kết quả kiểm định Hausman
ROA

Chi-Sq. Statistic

Chi-Sq. d.f.

Prob. 

Cross-section random

6.158419

11

0.8626

Period random

0.023166

6

1.0000

Cross-section and period random

6.325703


6

0.3877

ROE
Cross-section random
Period random
Cross-section and period random

Chi-Sq. Statistic
12.824589
0.128456
11.924951

Chi-Sq. d.f.
11
6
6

Prob. 
0.3049
1.0000
0.0637

Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ phần mềm Eviews
Bảng 5: Kết quả kiểm định redundant fixed effects
Effects Test

Statistic  


d.f. 

Prob. 

ROA
ROE

3.932033
3.447376

(22,196)
(22,196)

0.0000
0.0000

Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ phần mềm Eviews