Luận án Nghiên cứu sự ảnh hưởng của các yếu tố đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp ngành thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

h phần hằng số H30: ai = a* với mọi i Î [1,N) Nếu giá thuyết H30 được chấp nhận thì ước lượng OLS là phù hợp. Ngược lại, nếu giả thuyết H30 bị bác bỏ, trong trường hợp này, ước lượng FE hoặc RE là phù hợp, 33 PHỤ LỤC 9 THÔNG TIN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP THỰC PHẨM THUỘC MẪU NGHIÊN CỨU STT MCK Tên DN Năm niêm yết Loại hình DN 1 AAM Thủy sản Mekong 2009 Lớn 2 ABT XNK Thuy sản Bến Tre 2006 Lớn 3 ACL XNK Thuy sản Long An Giang 2007 Lớn 4 AFX XNK nông sản thực phẩm An Giang 2016 Lớn 5 AGF XNK Thuy sản An Giang 2002 Lớn 6 AGM XNK An Giang 2012 Lớn 7 AGX Thực phẩm nông sản xuất khẩu Sài 2015 Lớn 8 ANT Rau quả thực phẩm An Giang 2016 Nhỏ và vừa 9 ANV Nam Việt 2007 Lớn 10 APF Nông sản thực phẩm Quảng Ngãi 2017 Lớn 11 ATA Ntaco 2017 Lớn 12 AVF Việt An 2010 Lớn 13 BBC Bibica 2001 Lớn 14 BLF Thủy sản Bạc Liêu 2008 Lớn 15 BLT Lương thực Bình Định 2017 Nhỏ và vừa 16 CAN Đồ hộp Hạ Long 2009 Nhỏ và vừa 17 CFC Cafico Việt Nam 2009 Nhỏ và vừa 18 CMF Thực phẩm Cholimex 2016 Nhỏ và vừa 19 CMN Colusa 2017 Nhỏ và vừa 20 CMX Caminex 2010 Lớn 21 DAT Đầu tư du lịch và phát triển Thủy sản 2015 Lớn 22 DBC Dabaco 2009 Lớn 23 FCC Liên hiệp thực phẩm 2016 Nhỏ và vừa 24 FMC Thực phẩm Sao ta 2006 Lớn 25 HHC Bánh kẹo Hải hà 2007 Lớn 26 HLG Hoàng Long 2009 Lớn 27 HNF Thự phẩm Hữu Nghị 2015 Lớn 28 HVG Hùng Vương 2014 Lớn 29 ICF Thương mại Thủy sản 2009 Lớn 30 IDI IDI 2011 Lớn 31 JOS Chế biến thủy sản Minh Trí 2017 Lớn 32 KDC Kinh Đô 2005 Lớn 34 33 KHS Kiên Hùng 2017 Lớn 34 KTS Đường Kon Tum 2010 Nhỏ và vừa 35 LAF Long An 2000 Lớn 36 LSS Mía đường lam Sơn 2008 Lớn 37 MPC Thủy sản Minh Phú 2017 Lớn 38 MSN Masan 2009 Lớn 39 NAF Nafoods 2015 Lớn 40 NGC Chế biến thủy sản xuất khẩu Ngô Quyền 2008 Nhỏ và vừa 41 PAN PAN 2010 Lớn 42 SAF Safoco 2009 Nhỏ và vừa 43 SBT Thành Công - Biên Hòa 2008 Lớn 44 SGC Sa Giang 2009 Nhỏ và vừa 45 SJ1 Nông nghiệp Hùng Hạu 2009 Lớn 46 SLS Mía đường Sơn 2012 Nhỏ và vừa 47 TAC Thực vật Tường An 2006 Lớn 48 TS4 Thủy san số 4 2002 Lớn 49 VHC Vĩnh Hoàn 2007 Lớn 50 VLC Chăn nuôi Việt Nam 2015 Lớn 35 PHỤ LỤC 10 KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ H0: Có nghiệm đơn vị H1: Không có nghiệm đơn vị Nếu H0 bị bác bỏ thì dữ liệu dừng (không có nghiệm đơn vị), lúc này, dữ liệu có thể được sử dụng cho các bước hồi quy tiếp theo. Ngược lại, nếu H0 được chấp nhận thì dữ liệu không dừng, lúc này, dữ liệu sẽ được lấy sai phân bậc 1, sau đó bước kiểm định PURT được lặp lại. Bảng: Kiểm tra nghiệm đơn vị Biến Số quan sát PURT P-value Kết luận ROE 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị ROS 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị ROC 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị Tobin’ s Q 271 0.0000 Không có nghiệm đơn vị SM 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị TM 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị LEV 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị SIZE 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị AGE 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị GROWTH 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị GDP 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị CPI 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị LEVt-1 300 0.0000 Không có nghiệm đơn vị (Nguồn: Số liệu tính toán từ phần mềm Stata 14) Nghiên cứu sử dụng số liệu với N (số lượng doanh nghiệp) là 50 công ty và T (thời gian quan sát) là 6 năm (từ năm 2014 đến năm 2019). Đây là dữ liệu bảng cân bằng (strongly balanced panel data), trong đó các chỉ số đều có đầy đủ 300 quan sát trừ chỉ số Tobin’s Q. Bởi vì khi lựa chọn đối tượng nghiên cứu, luận án đã hướng tới các doanh nghiệp có thời gian kinh doanh trước năm 2013, vì vậy, ít có hiện tượng thiếu dữ liệu. Tuy nhiên, ở một số doanh nghiệp niêm yết sau thời điểm năm 2014 sẽ tồn tại hiện tượng khuyết số liệu của Tobin’s Q. 36 PHỤ LỤC 11 Hệ thống ngành công nghiệp thực phẩm Cấp 1 Cấp 2 Cấp 3 Cấp 4 Cấp 5 Tên ngành C CÔNG NGHIỆP CHẾ BIẾN, CHẾ TẠO 10 Sản xuất, chế biến thực phẩm 101 1010 Chế biến, bảo quản thịt và các sản phẩm từ thịt 10101 Giết mổ gia súc, gia cầm 10102 Chế biến và bảo quản thịt 10109 Chế biến và bảo quản các sản phẩm từ thịt 102 1020 Chế biến, bảo quản thuỷ sản và các sản phẩm từ thuỷ sản 10201 Chế biến và bảo quản thủy sản đông lạnh 10202 Chế biến và bảo quản thủy sản khô 10203 Chế biến và bảo quản nước mắm 10209 Chế biến và bảo quản các sản phẩm khác từ thủy sản 103 1030 Chế biến và bảo quản rau quả 10301 Sản xuất nước ép từ rau quả 10309 Chế biến và bảo quản rau quả khác 104 1040 Sản xuất dầu, mỡ động, thực vật 10401 Sản xuất dầu, mỡ động vật 10402 Sản xuất dầu, bơ thực vật 105 1050 10500 Chế biến sữa và các sản phẩm từ sữa 106 Xay xát và sản xuất bột 1061 Xay xát và sản xuất bột thô 10611 Xay xát 10612 Sản xuất bột thô 1062 10620 Sản xuất tinh bột và các sản phẩm từ tinh bột 37 107 Sản xuất thực phẩm khác 1071 10710 Sản xuất các loại bánh từ bột 1072 10720 Sản xuất đường 1073 10730 Sản xuất ca cao, sôcôla và bánh kẹo 1074 10740 Sản xuất mì ống, mỳ sợi và sản phẩm tương tự 1075 Sản xuất món ăn, thức ăn chế biến sẵn 10751 Sản xuất món ăn, thức ăn chế biến sẵn từ thịt 10752 Sản xuất món ăn, thức ăn chế biến sẵn từ thủy sản 10759 Sản xuất món ăn, thức ăn chế biến sẵn khác 1076 10760 Sản xuất chè 1077 10770 Sản xuất cà phê 1079 10790 Sản xuất thực phẩm khác chưa được phân vào đâu 108 1080 10800 Sản xuất thức ăn gia súc, gia cầm và thuỷ sản (Nguồn: Phụ lục 1 theo Quyết định số 27/2018/QĐ-TTg) 38 PHỤ LỤC 12 Chỉ số sản xuất công nghiệp cho ngành công nghiệp cấp 2 1. Mục đích, ý nghĩa Chỉ tiêu đánh giá tốc độ phát triển sản xuất ngành công nghiệp hàng tháng, quí, năm. Chỉ số được tính dựa trên khối lượng sản phẩm sản xuất, nên còn được gọi là “chỉ số khối lượng sản phẩm công nghiệp”; là một chỉ tiêu quan trọng phản ánh nhanh tình hình phát triển toàn ngành công nghiệp nói chung và tốc độ phát triển của từng sản phẩm, nhóm ngành sản phẩm nói riêng; đáp ứng nhu cầu thông tin của các cơ quan quản lý Nhà nước, các nhà đầu tư và các đối tượng dùng tin khác. 2. Khái niệm, nội dung, phương pháp tính a. Khái niệm Là tỷ lệ phần trăm giữa khối lượng sản xuất công nghiệp tạo ra trong kỳ hiện tại với khối lượng sản xuất công nghiệp kỳ gốc. Chỉ số sản xuất công nghiệp có thể tính với nhiều kỳ gốc khác nhau tuỳ thuộc vào mục đích nghiên cứu. Ở nước ta hiện nay thường chọn kỳ gốc so sánh là cùng kỳ năm trước và kỳ trước liền kề; ít sử dụng gốc so sánh là một tháng cố định của một năm nào đó. Tuy nhiên, hầu hết các nước trên thế giới sử dụng gốc so sánh là tháng bình quân của một năm được chọn làm gốc để tính “chỉ số khối lượng sản phẩm công nghiệp”. Việc tính chỉ số sản xuất công nghiệp được bắt đầu từ tính chỉ số sản xuất của sản phẩm hay còn gọi là chỉ số cá thể. Từ chỉ số cá thể có thể tính cho các chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 4, cấp 1 và toàn ngành công nghiệp; cũng có thể tính cho một địa phương hoặc chung toàn quốc. b. Quy trình tính toán - Bước 1: Tính chỉ số sản xuất cho sản phẩm Công thức tính: iqn = qn1 x 100 qn0 iqn: Là chỉ số sản xuất của sản phẩm cụ thể n (ví dụ như: sản phẩm điện, than vải, xi măng,...). qn1: Là khối lượng sản phẩm hiện vật được sản xuất ra ở thời kỳ báo cáo. - qn0: Là khối lượng sản phẩm hiện vật được sản xuất ra ở thời kỳ gốc. - Bước 2: Tính chỉ số sản xuất cho ngành công nghiệp cấp 4 Chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 4 là chỉ số bình quân gia quyền của các chỉ số sản phẩm đại diện cho ngành đó. C Công thức tính: 39 Trong đó: IqN2: Chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 4 thứ N; Iqn4: Chỉ số sản xuất của sản phẩm thứ n trong ngành cấp 4; Wqn: Quyền số của sản phẩm thứ n. Quyền số của sản phẩm là giá trị theo giá cơ bản của sản phẩm theo năm gốc. - Bước 3: Tính chỉ số sản xuất cho ngành công nghiệp cấp 2 Chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 2 là chỉ số bình quân gia quyền của các chỉ số sản xuất của các ngành công nghiệp cấp 4 trong ngành cấp 2 của doanh nghiệp. Công thức tính: Trong đó: IqN2: Chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 2; IqN4: Chỉ số sản xuất của ngành công nghiệp cấp 4; WqN4: Quyền số của ngành công nghiệp cấp 4. Quyền số của ngành công nghiệp cấp 4 là giá trị tăng thêm theo giá hiện hành năm gốc. å å ´= 4qN 4qN4qN 2qN W WI I 40 PHỤ LỤC 13 Chỉ số tiêu thụ sản phẩm ngành công nghiệp chế biến, chế tạo cấp 2 Chỉ số tiêu thụ sản phẩm công nghiệp chế biến chế tạo là chỉ tiêu so sánh mức tiêu thụ sản phẩm, hàng hoá và dịch vụ do hoạt động sản xuất công nghiệp tạo ra giữa thời kỳ báo cáo với thời kỳ được chọn làm gốc so sánh, trong đó, hời kỳ gốc so sánh của chỉ số tiêu thụ sản phẩm công nghiệp chế biến chế tạo là tháng bình quân của năm gốc, tháng trước liền kề và tháng cùng kỳ năm trước. Chỉ số tiêu thụ sản phẩm công nghiệp chế biến chế tạo phản ánh tình hình thay đổi (tăng, giảm) mức tiêu thụ sản phẩm, hàng hoá, dịch vụ của một sản phẩm, nhóm sản phẩm, của một ngành công nghiệp cấp IV, cấp II và toàn ngành công nghiệp chế biến chế tạo. Chỉ số tiêu thụ sản phẩm công nghiệp chế biến chế tạo chỉ tính cho khu vực doanh nghiệp, không tính cho khu vực cá thể. Quy trình tính toán Qui trình tính chỉ số tiêu thụ sản phẩm công nghiệp chế biến chế tạo được thực hiện theo các bước. - Bước 1: Tính chỉ số tiêu thụ của từng sản phẩm Công thức tính: itn = Tn1 x 100 Tn0 itn : Là chỉ số tiêu thụ sản phẩm n. Tn1 : Là số lượng sản phẩm hiện vật tiêu thụ ở thời kỳ báo cáo của sản phẩm n. Tn0 : Là số lượng sản phẩm hiện vật tiêu thụ ở thời kỳ gốc so sánh của sản phẩm n. - Bước 2: Tính chỉ số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 4: Công thức tính: ItN4 : Là chỉ số tiêu thụ của ngành cấp 4. itn: Là chỉ số tiêu thụ của sản phẩm thứ n trong ngành công nghiệp cấp 4. dtn : Là quyền số tiêu thụ của sản phẩm n. Quyền số tiêu thụ của sản phẩm tính bằng doanh thu thuần tiêu thụ của sản phẩm ở năm gốc. - Bước 3: Tính chỉ số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 2: Công thức tính: 41 ItN2: Chỉ số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 2. ItN4: Chỉ số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 4. dtN4: Quyền số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 4. Quyền số tiêu thụ của ngành công nghiệp cấp 4 là doanh thu thuần công nghiệp của ngành cấp 4 ở năm gốc å å ´= 4tN 4tN4tN 2tN d dI I 42 PHỤ LỤC 14 THỐNG KÊ MÔ TẢ Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị tối thiểu Giá trị tối đa Số quan sát ROE 300 -0.0601203 2.426732 -31.32236 5.352876 ROC 300 0.0648448 0.3933322 -3.445114 5.217001 ROS 300 -0.1601523 1.789121 -28.81438 1.67826 Tobin’ s Q 273 1.157221 1.040707 -0.301814 6.284596 SM 300 1.286252 1.839049 0.0012212 19.76473 TM 300 1.488018 0.98148 0.0564571 5.75894 LEV 300 1.032769 3.271654 0.0421512 31.77586 SIZE 300 27.41843 1.519829 23.78749 32.20879 AGE 300 0.2751758 3.198018 -0.9064548 55.0539 GROWTH 300 23.92 11.93293 3 62 GDP 300 0.0663 0.0040655 0.0598 0.0708 CPI 300 0.03215 0.0131336 0.006 0.0474 (Nguồn: Số liệu tính toán từ phần mềm Stata 14) Bảng 2: Thống kê mô tả theo năm 2014 2015 2016 2017 2018 2019 ROE Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình -1.0198 0.2911 0.10306 0.10746 0.106269 0.051225 Độ lệch chuẩn 5.83225 0.7603 0.21531 0.17713 0. 19218 0. 25723 Giá trị tối thiếu -31.3224 -0.0037 -0.95324 -0.31895 -0.428876 -0.934544 Giá trị tối đa 1.56095 5.353 0.72824 0.64727 0.8152355 0.4234974 ROC Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 0.0621443 0.051780 0.171771 -0.005630 0.0635011 0.0454839 Độ lệch chuẩn 0.1177642 0.316654 0.7316614 0.5016518 0.1036103 0.122033 Giá trị tối thiếu -0.683390 -1.91129 -0.169628 -3.445114 -0.3187257 -0.461577 Giá trị tối đa 0.237039 0.920466 5.217001 0.256351 0.2774354 0.2667617 ROS 43 Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình -0.0635 -0.1109 -0.09180 -0.570415 -0.0524715 -0.071865 Độ lệch chuẩn 0.8551 0.9038 0.86665 4.078403 0.4484383 0.436596 Giá trị tối thiếu -5.884 -5.030 -6.03163 -28.81438 -2.963354 -2.736705 Giá trị tối đa 1.0896 1.678 0.52858 0.3035 0.1929902 0.1902092 Tobin's Q Số quan sát 38 41 44 50 50 50 Trung bình 1.10153 1.0826 1.185612 1.182145 1.221976 1.146103 Độ lệch chuẩn 0.9041151 0.9455 0.9951822 0.95688 1.189613 1.205149 Giá trị tối thiếu -0.3018 -0.1117 -0.03207 -0.20584 -0.137695 -0.136147 Giá trị tối đa 4.1275 4.909 4.408676 4.62036 4.970089 6.284596 SM Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 1.18611 1.35372 1.605578 1.41527 1.05384 1.098989 Độ lệch chuẩn 1.33960 1.41875 2.48876 2.761822 1.22212 1.13148 Giá trị tối thiếu 0.07953 0.04282 0.004127 0.0012598 0.0012212 0.0018891 Giá trị tối đa 8.45195 7.55004 14.00834 19.76473 7.880794 6.164508 TM Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 1.620315 1.55939 1.459248 1.485133 1.448337 1.355687 Độ lệch chuẩn 1.022845 1.00003 0.967625 1.008972 0.9340586 0.9743895 Giá trị tối thiếu 0.0723 0.0986 0.27825 0.056457 0.071451 0.0706164 Giá trị tối đa 4.787 5.2113 5.75894 5.600413 5.549524 5.189271 LEV Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 0.5350826 0.586494 0.878533 1.180199 1.404799 1.611507 Độ lệch chuẩn 0.2609207 0.451326 2.231978 3.262276 4.375469 5.41188 Giá trị tối thiếu 0.10493 0.0991 0.04869 0.042151 0.0794923 0.0486318 Giá trị tối đa 1.3291 2.8334 16.069 19.52086 27.07494 31.77586 SIZE 44 Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 27.226 27.3733 27.4254 27.45441 27.50423 27.2721 Độ lệch chuẩn 1.3903 1.42821 1.49276 1.55678 1.605963 1.68234 Giá trị tối thiếu 24.961 24.666 24.622 24.30505 24.10975 23.78749 Giá trị tối đa 31.601 31.906 31.922 31.78251 31.7989 32.20879 GROWTH Số quan sát 50 50 50 50 50 50 Trung bình 0.17782 1.22198 0.1161342 0.09503 0.0812314 -0.038143 Độ lệch chuẩn 0.52379 7.7789 0.38018 0.4148999 0.3193872 0.2838609 Giá trị tối thiếu -0.89729 -0.666 -0.37123 -0.90645 -0.5883142 -0.872421 Giá trị tối đa 2.21847 55.054 2.1708 2.134001 1.210277 0.7359193 (Nguồn: Số liệu tính toán từ phần mềm Stata 14) 45 PHỤ LỤC 15 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH T-TEST 1. Kết quả kiểm định t-test cho hệ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu Bảng 1: Kết quả kiểm định t-test Group Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval] 0 144 -0.0376467 0.1923391 2.31607 -0.4178194 0.3425261 1 156 -0.0811441 0.2034718 2.533203 -0.4831002 0.320812 combined 300 -0.0601203 0.1401103 2.426732 -0.335842 0.2156013 Diff 0.0434974 0.2808294 -0.5091627 0.5961575 diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = 0 t = 0.1549 degrees of freedom = 298 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.5615 Ha: diff != 0 Pr(|T| > |t|) = 0.8770 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.4385 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Bảng 3.7 cho thấy, trong 50 công ty được nghiên cứu, có 26 doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000, và 24 doanh nghiệp không có giấy chứng nhận này. Theo kết quả kiểm định t-test, giá trị của Pr(|T| > |t|) = 0.8770 ở mức ý nghĩa 5%, như vậy, không thể bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng không có sự khác biệt về hiệu quả kinh doanh (đo lường bằng hệ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu) giữa nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 và nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận này. Vì vậy, khi phân tích sự tác động của các yếu tố đến biến phụ thuộc ROE, luận án sẽ không tiến hành phân tích riêng cho từng nhóm doanh nghiệp. 2. Kết quả kiểm định t-test cho hệ số lợi nhuận trên vốn đầu tư Bảng 2: Kết quả kiểm định t-test Group Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval] 0 144 0.059863 0.0058102 0.0699642 0.0483787 0.0713474 1 156 0.0756268 0.0053806 0.0669885 0.0649974 0.0862562 combined 300 0.0680077 0.0039711 0.0687821 -0.3631186 0.0758226 Diff -0.0157638 0.0079075 -0.8170289 -0.0002022 diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = 0 t = -2.0035 degrees of freedom = 298 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.0236 Ha: diff != 0 Pr(|T| > |t|) = 0.0471 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.9764 Theo kết quả kiểm định t-test, giá trị của Pr(|T| > |t|) = 0.0471 ở mức ý nghĩa 5%, đây là cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng không có sự khác biệt về hiệu quả kinh doanh (đo lường bằng hệ số lợi nhuận trên vốn) giữa nhóm doanh nghiệp có giấy chứng 46 nhận ISO 22000 và nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận này. Số liệu trong bảng cho thấy, ROC trung bình của các doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 là 7.6%, trong khi đó, ROC trung bình của nhóm còn lại là 6%, cho thấy việc đáp ứng các tiêu chuẩn ISO 22000 có tác động tích cực đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Để có thể tìm hiểu kỹ hơn về sự khác biệt của hai nhóm công ty, khi phân tích sự tác động của các yếu tố đến biến phụ thuộc ROC, luận án sẽ tiến hành phân tích riêng cho từng nhóm. 3. Kết quả kiểm định t-test cho hệ số lợi nhuận doanh thu Bảng 3: Kết quả kiểm định t-test Group Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval] 0 144 -0.372075 0.2121482 2.554602 -0.7914018 0.0472518 1 156 0.0380979 0.0140887 0.1754033 0.0102658 0.06593 combined 300 -0.1601523 0.1032949 1.789121 -0.3634295 0.0431249 Diff -0.4101729 0.2056834 -0.8149489 -0.0053969 diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = 0 t = -1.9942 degrees of freedom = 298 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.0235 Ha: diff != 0 Pr(|T| > |t|) = 0.0470 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.9765 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Theo kết quả kiểm định t-test, giá trị của Pr(|T| > |t|) = 0.04070 ở mức ý nghĩa 5%, đây là cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng không có sự khác biệt về hiệu quả kinh doanh (đo lường bằng hệ số lợi nhuận doanh thu) giữa nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 và nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận này. Số liệu trong bảng 2.2 cho thấy, ROS trung bình của các doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 là 3.8%, trong khi đó, ROS trung bình của nhóm còn lại là -37%, cho thấy việc đáp ứng các tiêu chuẩn ISO 22000 có tác động tích cực đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Để có thể tìm hiểu kỹ hơn về sự khác biệt của hai nhóm công ty, khi phân tích sự tác động của các yếu tố đến biến phụ thuộc ROS, luận án sẽ tiến hành phân tích riêng cho từng nhóm. 4. Kết quả kiểm định t-test cho tỷ suất Tobin’s Q Bảng 4: Kết quả kiểm định t-test Group Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval] 0 132 0.9875847 0.0750633 0.8624115 0.8390916 1.136078 1 141 1.316029 0.0980584 1.164379 1.122162 1.509896 combined 273 1.157221 0.0629864 1.040707 1.033218 1.281224 47 Diff -0.3284444 0.1246875 -0.5739238 -0.082965 diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = 0 t = -2.6341 degrees of freedom = 271 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.0045 Ha: diff != 0 Pr(|T| > |t|) = 0.0089 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.9955 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Theo kết quả kiểm định t-test, giá trị của Pr(|T| > |t|) = 0.0089 ở mức ý nghĩa 5%, đây là cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng không có sự khác biệt về hiệu quả kinh doanh (đo lường bằng hệ số Q của Tobin) giữa nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 và nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận này. Số liệu ở bảng 2.3 cho thấy, tỷ suất Tobin’s Q trung bình của nhóm đáp ứng đủ tiêu chuẩn ISO 22000 là 1.31, trong khi Tobin’s Q của nhóm còn lại là 0.99, cho thấy các nhà đầu tư đánh giá giá trị của các doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 cao hơn so với nhóm còn lại. Để phân tích được toàn diện, khi phân tích sự tác động của các yếu tố đến biến phụ thuộc Tobin’s Q, luận án sẽ tiến hành phân tích riêng cho từng nhóm doanh nghiệp. 48 PHỤ LỤC 16 MA TRẬN HỆ SỐ TƯƠNG QUAN MÔ HÌNH TĨNH Hệ số tương quan Pearson (r) đưa tới những thông tin về mối quan hệ tương quan của mà các cặp biến mà chưa xét tới mối quan hệ nhân quả (Gujarati, 2003). Mối quan hệ tương quan tồn tại giữa hai biến khi mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 5%, và chúng không có quan hệ với nhau khi chỉ số này lớn hơn 5%. Hệ số r càng tiến đến 1 hoặc -1 thì mối quan hệ tương quan giữa hai biến càng chặt chẽ. Ngược lại, mối quan hệ tương quan tuyến tính này sẽ yếu đi nếu như hệ số r tiến đến 0. 49 Bảng: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến ROE ROC ROS TobinsQ SM TM LEV Size Age GROWTH GDP CPI ROE 1.0000 ROC 0.1572 (0.0064) 1.0000 ROS 0.0960 (0.0969) 0.2339 (0.0000) 1.0000 TobinsQ 0.0905 (0.1357) 0.4481 (0.0000) 0.1391 (0.0215) 1.0000 SM 0.0923 (0.1108) 0.3165 (0.0000) 0.2023 (0.0004) 0.2887 (0.0000) 1.0000 TM 0.1165 (0.0439) 0.4661 (0.0000) 0.1460 (0.0114) 0.3163 (0.0000) 0.1309 (0.0233) 1.0000 LEV -0.1583 (0.0061) -0.3499 (0.0000) -0.3136 (0.0000) -0.2416 (0.0001) -0.7842 (0.0000) -0.2171 (0.0002) 1.0000 Size 0.0409 (0.5197) 0.3377 (0.0000) 0.2094 (0.0009) 0.2404 (0.0002) 0.1721 (0.0064) 0.0821 (0.1955) -0.1139 (0.0728) 1.0000 Age 0.0488 (0.3992) 0.0077 (0.8945) 0.0665 (0.2508) 0.2438 (0.0000) 0.0466 (0.4208) 0.2409 (0.0000) -0.2397 (0.0000) -0.0517 (0.4155) 1.0000 GROWTH 0.1522 (0.0083) 0.2757 (0.0000) 0.1609 (0.0052) 0.2108 (0.0005) 0.1102 (0.0567) 0.1294 (0.0250) -0.0420 (0.4696) 0.5097 (0.0000) -0.1275 (0.0273) 1.0000 GDP 0.1223 -0.0553 -0.0184 0.0192 -0.0475 -0.0664 0.0307 -0.0471 0.1206 -0.1133 1.0000 50 (0.0343) (0.3397) (0.7510) (0.7517) (0.4125) (0.2519) (0.5964) (0.4583) (0.0368) (0.0500) CPI -0.0761 (0.1889) -0.0049 (0.9324) -0.0051 (0.9297) 0.0273 (0.6530) -0.0083 (0.8861) -0.0119 (0.8369) 0.0033 (0.9540) -0.0958 (0.1309) 0.0059 (0.9186) 0.0065 (0.9105) -0.4080 (0.0000) 1.0000 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) 51 PHỤ LỤC 17 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN Bảng kết qủa kiểm định đa cộng tuyến cho thấy VIF của biến tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội và biến chỉ số giá tiêu dùng lớn hơn 10, cho thấy tồn tại mối quan hệ tương quan chặt của hai biến GDP với một hoặc một vài biến độc lập còn lại3. Để giải quyết vấn đề này, biến GDP sẽ bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Khi đó, kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong bảng 3.12 cho thấy VIF của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10, thể hiện các biến đều phù hợp để thực hiện bước nghiên cứu tiếp theo. 3 Dựa theo tiêu chí của Hair và cộng sự (1995) 52 Bảng 1: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến ROE ROC ROS Tobin's Q Variable VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF GDP 11.44 0.087413 11.44 0.087413 11.44 0.087413 11.82 0.084596 CPI 5.62 0.177871 5.62 0.177871 5.62 0.177871 6.32 0.158318 LEV 2.45 0.408158 2.45 0.408158 2.45 0.408158 2.60 0.384081 AGE 5.69 0.175861 5.69 0.175861 5.69 0.175861 5.72 0.174697 TM 3.48 0.287551 3.48 0.287551 3.48 0.287551 3.44 0.290525 SM 2.43 0.410903 2.43 0.410903 2.43 0.410903 2.59 0.386828 GROWTH 1.08 0.923226 1.08 0.923226 1.08 0.923226 1.09 0.919643 SIZE 1.25 0.802961 1.25 0.802961 1.25 0.802961 1.25 0.798427 VIF trung bình 4.18 4.18 4.18 24.42 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14 53 Bảng 2: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến sau khi bỏ biến GDP ROE ROC ROS Tobin's Q Biến VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF AGE 4.10 0.244113 4.10 0.244113 4.10 0.244113 4.25 0.235317 CPI 3.56 0.280837 3.56 0.280837 3.56 0.280837 3.81 0.262250 TM 3.06 0.326417 3.06 0.326417 3.06 0.326417 3.09 0.323369 LEV 2.42 0.412682 2.42 0.412682 2.42 0.412682 2.57 0.389385 SM 2.4 0.413838 2.4 0.413838 2.4 0.413838 2.58 0.388027 SIZE 1.22 0.818135 1.22 0.818135 1.22 0.818135 1.23 0.814066 GROWTH 1.07 0.935546 1.07 0.935546 1.07 0.935546 1.07 0.933688 VIF trung bình 2.55 2.55 2.55 2.66 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) 54 PHỤ LỤC 18 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROE) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng 1: Kết quả hồi quy tác động trung bình (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Ước lượng OLS, FEM và REM đưa lại những kết quả khác nhau về tác động và mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến hiệu quả kinh doanh trong mô hình tĩnh. Kết quả của ước lượng bình phương nhỏ nhất (ordinary least squares – OLS) cho thấy có ba yếu tố có ảnh hưởng tới hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp là khả năng hoạt động, quy mô kinh doanh và chỉ số giá tiêu dùng, trong đó, chỉ số giá tiêu dùng có tác động ngược chiều (mức ý nghĩa thống kê 1%) lên hệ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu, ngược lại, khả năng hoạt động và quy mô kinh doanh có tác động cùng chiều (mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 5% và 10%) lên tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu. Theo kết quả của ước lượng theo mô hình tác động cố định, chỉ có hai yếu tố có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê và có ảnh hưởng tới hiệu quả kinh doanh là tỷ số quản lý nợ và quy mô kinh doanh, trong đó tỷ số quản lý nợ có tác động ngược chiều (với mức ý nghĩa thống kê 1%) và quy mô kinh doanh có tác động cùng chiều (với mức ý nghĩa thống kê 5%) lên tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu. Kết quả ước lượng của mô hình tác động ngẫu nhiên khá tương đồng với ước lượng OLS với ba biến khả năng hoạt động, quy mô kinh doanh và chỉ số giá tiêu dùng có tác động có ý nghĩa thống kê lên hiệu quả kinh doanh, trong đớ chỉ số giá tiêu dùng có tác động ngược chiều (mức ý nghĩa thống kê 1%) và khả năng hoạt động, quy mô kinh doanh có tác động cùng chiều (mức ý nghĩa thống kê 5%) lên hệ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu. OLS FEM REM ROE Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. SM 0.0248966 0.0177445 0.0234574 0.0199627 0.0248966 0.0177445 TM 0.03747** 0.01603 -0.0191465 0.0264014 0.0374719** 0.01603 LEV 0.0189243 0.0632475 -0.2928*** 0.09121 0.0189243 0.0632475 AGE -0.0017396 0.0013934 -0.0090174 0.005876 -0.0017396 0.0013934 GROWTH 0.0192634 0.0282732 0.0286492 0.0294833 0.0192634 0.0282732 SIZE 0.0864744* 0.0434781 0.1000616** 0.0436846 0.0864744** 0.0434781 CPI -1.59215*** 0.5890697 -0.8911642 0.7339772 -1.59215*** 0.5890697 _cons 0.136028 0.0585522 0.54439*** 0.15458 0.136028** 0.0585522 55 Để lựa chọn ra mô hình phù hợp, kiểm định Fisher và phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan được thực hiện. Trong kiểm định Fisher, giả thuyết H0 được đưa ra là tất cả các hệ số ai đều bằng 0, tuy nhiên, hệ số F của mô hình nghiên cứu là 0.000 nên giả thuyết này bị bác bỏ. Như vậy, ai khác 0, hay nói cách khác, tồn tại các đặc điểm riêng của từng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan đưa ra giả thuyết giả thuyết H0 là sai số của ước lượng thô không bao gồm các sai lệch giữa các đối tượng hoặc các thời điểm là không đổi. Tuy nhiên, trong kết quả kiểm định, hệ số p bằng 0.000, nên giả thuyết Ho bị bác bỏ, sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm. Như vậy, hồi quy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, kiểm định Hausman được thực hiện để lựa chọn giữa mô hình tác động cố định và mô hình tác động ngẫu. Giả thuyết H0 được đặt ra là: Các tác động của các thành phần không quan sát được của từng đối tượng không có tương quan với các biến giải thích. Kết quả kiểm định cho thấy giá trị p bằng 0.0000, như vậy, giả thuyết Ho bị bác bỏ, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo FEM. Để xem xét mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi hay không, kiểm định Wald được thực hiện, với giả thuyết Ho là không có hiện tượng phương sai thay đổi. Tuy nhiên, giá trị p trong kết quả kiểm định là 0.0000, cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình nghiên cứu. Kiểm định tiếp theo được thực hiện là kiểm định Wooldridge4 về hiện tượng tự tương quan, giá trị p được tính ra bằng 0.2960, chứng tỏ không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững được sử dụng.5 4 Wooldridge, J. M. (2002), "Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data",MA: The MIT Press, Cambridge. 5 White, H. (1980), "A heteroskedasticity-consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroskedasticity", Econometrica, 48(4), pp. 817–838. 56 PHỤ LỤC 19 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROC) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết quả hồi quy tác động trung bình OLS FEM REM ROC Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. SM 0.0044299 0.0073614 0.0056913 0.0082175 0.0044299 0.0073614 TM 0.0374313*** 0.0070457 0.0323049*** 0.0113601 0.0374313*** 0.0070457 LEV - 0.0943595*** 0.026185 - 0.1743714*** 0.0377455 - 0.0943595*** 0.026185 Age -0.0012416** 0.0005559 -0.0009012 0.0018824 -0.0012416** 0.0005559 GROWTH 0.0086291 0.0115345 0.0066612 0.0121447 0.0086291 0.0115345 Size 0.0426059*** 0.0166293 0.039052** 0.016937 0.0426059*** 0.0166293 CPI 0.1249257 0.1834112 0.1201579 0.1880611 0.1249257 0.1834112 _cons 0.0905934*** 0.0248755 0.1347801** 0.0563751 0.0905934*** 0.0248755 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Kết quả kiểm định Fisher cho thấy hệ số F của mô hình nghiên cứu là 0.000 chứng tỏ có tồn tại các đặc điểm riêng của từng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan đưa ra kết quả hệ số p bằng 0.000, cho thấy sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm. Như vậy, hồi quy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, giá trị p trong kiểm định Hausman bằng 0.0004 được sử dụng làm cơ sở đển kết luận rằng đối với phương trình sử dụng ROC làm biến được hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo FEM. Giá trị p trong kết quả kiểm định Wald là 0.0000, và giá trị p trong kiểm định Wooldridge được tính ra bằng 0.5108 cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình nghiên cứu. Để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững được sử dụng. 57 PHỤ LỤC 20 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROC) (HỒI QUY CHO HAI NHÓM DOANH NGHIỆP) Bảng: Kết quả hồi quy tác động trung bình OLS FEM REM Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 ROC Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) SM 0.0167906* (0.0098919) 0.0049345 (0.0094589) 0.0117377 (0.01164) 0.0331183** (0.0140259) 0.0167906* (0.0098919) 0.0049345 (0.0094589) TM 0.0350573*** (0.0095135) 0.0525041*** (0.0109582) 0.0413161*** (0.0153387) 0.060912*** (0.0174943) 0.0350573*** (0.0095135) 0.0525041*** (0.0109582) LEV -0.1408834*** (0.0399232) -0.0136638 (0.0170061) -0.1538055*** (0.0500372) 0.0735186 (0.0513015) -0.1408834*** (0.0399232) -0.0136638 (0.0170061) Age -0.0002429 (0.0009482) -0.0013598** (0.0006282) -0.0009074 (0.0024014) -0.0003903 (0.0036361) -0.0002429 (0.0009482) -0.0013598** (0.0006282) GROWTH -0.0159154 (0.0131058) 0.0629539*** (0.023388) -0.0187052 (0.0142351) 0.0340176 (0.0247182) -0.0159154 (0.0131058) 0.0629539*** (0.023388) Size 0.0148224 (0.0228176) 0.0752544*** (0.0252203) 0.0077985 (0.0236695) 0.0407361 (0.0269648) 0.0148224 (0.0228176) 0.0752544*** (0.0252203) CPI 0.0296539 (0.2287489 0.3479163 (0.3480926) 0.0541027 (0.2435938) 0.193258 (0.3564277) 0.0296539 (0.2287489) 0.3479163 (0.3480926) 58 _cons 0.1112492*** (0.0343116) 0.0078824 (0.0299113) 0.1230291* (0.0712479) -0.074162 (0.0972705) 0.1112492*** (0.0343116) 0.0078824 (0.0299113) (Sai số chuẩn được đặt trong ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000 59 PHỤ LỤC 21 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROS) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết quả hồi quy tác động trung bình. OLS FEM REM ROS Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. SM 0.0002161 0.00930 0.002191 0.010305 0.000216 0.0093 TM 0.0124438 0.00899 0.011448 0.013629 0.012444 0.00899 LEV -0.1798*** 0.03438 -0.16296*** 0.047083 -0.1798*** 0.034379 AGE -0.001355 0.00082 -0.004617 0.003033 -0.001355 0.000824 GROWTH 0.0142423 0.01442 0.00613 0.01522 0.0142423 0.014422 SIZE 0.09973*** 0.02211 0.08365*** 0.022551 0.0997*** 0.02211 CPI -0.0953367 0.29870 0.128087 0.378892 -0.095337 0.298702 _cons 0.12282*** 0.03310 0.18968** 0.079798 0.1228*** 0.033103 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Kết quả kiểm định Fisher cho thấy hệ số F của mô hình nghiên cứu là 0.000 chứng tỏ có tồn tại các đặc điểm riêng của từng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan đưa ra kết quả hệ số p bằng 0.000, cho thấy sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm. Như vậy, hồi quy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, giá trị p trong kiểm định Hausman bằng 0.0000 được sử dụng làm cơ sở đển kết luận rằng đối với phương trình sử dụng ROS làm biến được hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo FEM. Giá trị p trong kết quả kiểm định Wald là 0.0000, và giá trị p trong kiểm định Wooldridge được tính ra bằng 0.0088 cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình nghiên cứu. Để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững Cluster được sử dụng. 60 PHỤ LỤC 22 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ ROS) (CHO HAI NHÓM DOANH NGHIỆP) Đối với nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000, kết quả kiểm định Fisher cho thấy hệ số F của mô hình nghiên cứu là 0.000 chứng tỏ mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan đưa ra kết quả hệ số p bằng 0.000, cho thấy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, giá trị p trong kiểm định Hausman bằng 0.0015 được sử dụng làm cơ sở đển kết luận rằng ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo FEM. Tuy nhiên, kiểm định cho thấy, mô hình có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi, vì vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững được sử dụng. Đối với nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000, hệ số F trong kiểm định Fisher là 0.000 chứng tỏ mô hình FE phù hợp hơn OLS. Hệ số p trong kiểm định Breusch-Pagan bằng 0.0364, cho thấy hồi quy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, giá trị p trong kiểm định Hausman bằng 0.001 cho thấy ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo FEM. Tuy nhiên, kiểm định cũng cho thấy, mô hình có tồn tại hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, vì vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững Cluster được sử dụng. 61 Bảng: Kết quả hồi quy tác động trung bình ROS OLS FEM REM Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 Coef. ( Std. Err.) Coef. ( Std. Err.) Coef. ( Std. Err.) Coef. ( Std. Err.) Coef. ( Std. Err.) Coef. ( Std. Err.) SM 0.0179152* (0.0097018) -0.06179*** (0.022829) -0.0002565 (0.0110715) 0.0521082 (0.0346607) 0.0179152* (0.0097018) -0.061791*** (0.022829) TM 0.0041936 (0.0087365) 0.0408688 (0.0262549) 0.0279216* (0.01514) 0.0161937 (0.0418556) 0.0041936 (0.0087365) 0.0408688 (0.0262549) LEV -0.171344*** (0.0380797) -0.38078*** (0.040533) -0.1828847*** (0.047349) 0.0980071 (0.1200367) -0.171344*** (0.0380797) -0.380738*** (0.040533) AGE -0.0000253 (0.0008757) -0.003137** (0.0015614) -0.0066585** (0.0032391) -0.0193348* (0.0114284) -0.0000253 (0.0008757) -0.0031373** (0.0015614) GROWTH -0.0210865 (0.013698) 0.0992277* (0.059547) -0.0312726** (0.0136913) 0.0188402 (0.0620421) -0.0210865 (0.013698) 0.0992277* (0.059547) SIZE 0.0729981*** (0.0187178) 0.149386*** (0.0362041) 0.0611356*** (0.0181319) 0.1076575*** (0.0361219) 0.0729981*** (0.0187178) 0.149386*** (0.0362041) CPI -0.0171768 (0.315909) 1.147585 (1.175005) 0.4853429 (0.3973065) 1.586607 (1.444104) -0.0171768 (0.315909) 1.147585 (1.175005) 62 (Sai số chuẩn được đặt trong ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000 _cons 0.1178767*** (0.0318006) 0.1672636** (0.0738995) 0.2300408** (0.0878917) 0.2899805 (0.2734106) 0.1178767*** (0.0318006) 0.1672636** (0.0738995) 63 PHỤ LỤC 23 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ TOBIN’S Q) (HỒI QUY CHO TOÀN BỘ MẪU) Bảng: Kết quả hồi quy khi hiệu quả kinh doanh được đo lường bằng tỷ suất Tobin’s Q. Tobin’s Q OLS FEM REM Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. SM 0.1458981* 0.0882461 0.0760502 0.0949014 0.1458981* 0.0882461 TM 0.1458574 0.0908976 0.0060197 0.1266721 0.1458574 0.0908976 LEV -0.0263969 0.340471 -0.0817873 0.4430413 -0.0263969 0.340471 AGE 0.0144916 0.0088547 -0.0161607 0.0277623 0.0144916 0.0088547 GROWTH 0.2092666 0.1372708 0.2443989* 0.1437571 0.2092666 0.1372708 SIZE 0.3628495* 0.2021673 0.305853 0.2053958 0.3628495* 0.2021673 CPI 4.662843 2.922407 6.367261* 3.55171 4.662843 2.922407 _cons 0.4271777 0.3408715 1.34426* 0.7348416 0.4271777 0.3408715 (*** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Kết quả kiểm định Fisher cho thấy hệ số F của mô hình nghiên cứu là 0.000, chứng tỏ có tồn tại các đặc điểm riêng của từng đối tượng nghiên cứu không thay đổi theo thời gian nên mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan đưa ra kết quả hệ số p bằng 0.000, cho thấy sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm. Như vậy, hồi quy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, giá trị p trong kiểm định Hausman bằng 0.1697được sử dụng làm cơ sở đển kết luận rằng đối với phương trình sử dụng Tobin’s Q làm biến được hồi quy, ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo REM. Dựa trên kết quả tính toán của ước lượng theo mô hình tác động ngẫu nhiên, những nhận xét ban đầu được rút ra là hai yếu tố khả năng thanh toán và quy mô kinh doanh có tác động có ý nghĩa thống kê ở mức 10% lên hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp, và cả hai yếu tố đều có tác động dương lên hiệu quả kinh doanh. Giá trị p trong kết quả kiểm định Wald là 0.0000, và giá trị p trong kiểm định Wooldridge được tính ra bằng 0.0104 cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình nghiên cứu. Để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi, ước lượng sai số chuẩn vững Cluster được sử dụng. 64 PHỤ LỤC 24 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG TRUNG BÌNH (BIẾN PHỤ THUỘC LÀ TOBIN’S Q) (HỒI QUY CHO HAI NHÓM DOANH NGHIỆP) Đối với nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000, kết quả kiểm định Fisher cho thấy mô hình FE phù hợp hơn OLS. Kiểm định Breusch-Pagan cho thấy REM phù hợp hơn hồi quy OLS. Cuối cùng, kiểm định đưa đển kết luận rằng ước lượng phù hợp với mẫu nghiên cứu là ước lượng theo REM. Tuy nhiên, kiểm định cho thấy, mô hình có tồn tại hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, vì vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững Cluster được sử dụng. Tuy nhiên, theo kết quả ước lượng, không có yếu tố nào trong mô hình có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc. Đối với nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000, sau khi thực hiện kiểm định Fisher, kiểm định Breusch-Pagan và kiểm định Hausman, mô hình phù hợp với mẫu nghiên cứu được xác định là mô hình tác động ngẫu nhiên. Kiểm định khuyết tật của mô hình cho thấy, mô hình có tồn tại hiện phương sai thay đổi, vì vậy, phương pháp hồi quy theo ước lượng sai số chuẩn vững được sử dụng. Kết quả hồi quy cho thấy, có ba yếu tố có tác động dương có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp là tốc độ tăng trưởng, quy mô doanh nghiệp và chỉ số giá tiêu dùng. 65 Bảng: Kết quả hồi quy tác động trung bình Tobin’s Q OLS FEM REM Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 1 Nhóm 2 Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) Coef. (Std. Err.) SM 0.1274467 (0.1199009) 0.0494444 (0.0916232) 0.0286607 (0.128456) 0.0174836 (0.1208843) 0.1274467 (0.1199009) 0.0494444 (0.0916232) TM 0.2929374 ** (0.1355675) 0.0492709 (0.1079755) 0.1465875 (0.1884631) 0.0082438 (0.1409153) 0.2929374 ** (0.1355675) 0.0492709 (0.1079755) LEV -0. 1173624 (0.5081177) -0.1848963 (0.1850187) -0.046985 (0.5782561) -0.4922245 (0.4093324) -0.1173624 (0.5081177) -0.1848963 (0.1850187) AGE 0. 01033 (0.0157757) 0.0139238* (0.0082762) -0.0108253 (0.0378939) 0.0362882 (0.0396171) 0.01033 (0.0157757) 0.0139238* (0.0082762) GROWTH 0. 0724137 (0.1623572) 0.4020068** (0.1955066) 0.1040662 (0.167935) 0.4814318** (0.2170969) 0.0724137 (0.1623572) 0.4020068** (0.1955066) SIZE 0.0954502 (0.2069905) 0.1887626* (0.1133644) 0.0928047 (0.2092985) 0.1927605 (0.1212284) 0.0954502 (0.2069905) 0.1887626* (0.1133644) CPI -2.726277 (3.845354) 9.919915** (3.859169) - 0.7127918 (4.699005) 8.847873* (5.008458) -2.086112 (3.845354) 9.919915** (3.859169) _cons 0.7029426 (0.5126644) 0.3710585 (0.3289376) 1.39545 (1.04965) 0.1050618 (0.9441644) 0.6957563 (0.5126644) 0.3710585 (0.3289376) (Sai số chuẩn được đặt trong ngoặc, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000 66 PHỤ LỤC 25 MA TRẬN HỆ SỐ TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIÊN TRONG MÔ HÌNH ĐỘNG Bảng: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến ROE ROC ROS Tobin’s Q SM TM LEVt-1 Size Age GROWTH GDP CPI ROE t-1 ROC t-1 ROS t-1 Tobin’s Q t-1 ROE 1.000 ROC 0.061 (0.295) 1.000 ROS 0.096 (0.097) 0.433 (0.000) 1.000 Tobin’sQ 0.091 (0.136) 0.099 (0.102) 0.139 (0.022) 1.000 SM 0.092 (0.111) 0.073 (0.209) 0.202 (0.000) 0.289 (0.000) 1.000 TM 0.117 (0.044) 0.103 (0.076) 0.146 (0.011) 0.316 (0.000) 0.131 (0.023) 1.000 LEVt1 -0.117 (0.043) -0.120 (0.039) -0.349 (0.000) -0.175 (0.004) -0.342 (0.000) -0.235 (0.000) 1.000 Size -0.211 (0.001) -0.120 (0.059) 0.321 (0.000) 0.236 (0.000) 0.266 (0.000) 0.088 (0.168) -0.252 (0.000) 1.000 Age 0.049 (0.399) -0.014 (0.813) 0.067 (0.251) 0.244 (0.000) 0.047 (0.421) 0.241 (0.000) -0.008 (0.889) -0.009 (0.893) 1.000 67 GROWTH 0.152 (0.008) 0.184 (0.001) 0.161 (0.005) 0.211 (0.001) 0.110 (0.057) 0.129 (0.025) -0.114 (0.048) 0.438 (0.000) -0.128 (0.027) 1.000 GDP 0.122 (0.034) -0.068 (0.243) -0.018 (0.751) 0.019 (0.752) -0.048 (0.413) -0.066 (0.252) 0.030 (0.603) -0.015 (0.813) 0.121 (0.037) -0.113 (0.050) 1.000 CPI -0.076 (0.189) 0.058 (0.313) -0.005 (0.930) 0.027 (0.653) -0.008 (0.886) -0.012 (0.837) 0.020 (0.730) -0.094 (0.140) 0.006 (0.919) 0.007 (0.911) -0.408 (0.000) 1.000 ROE t-1 -0.157 (0.013) 0.059 (0.356) 0.089 (0.163) 0.078 (0.231) 0.112 (0.076) 0.123 (0.052) -0.184 (0.004) 0.071 (0.261) 0.048 (0.448) 0.129 (0.042) -0.003 (0.965) 0.169 (0.008) 1.000 ROC t-1 0.024 (0.712) 0.025 (0.691) 0.076 (0.229) 0.082 (0.211) 0.061 (0.338) 0.124 (0.050) -0.101 (0.112) 0.053 (0.407) -0.018 (0.782) 0.058 (0.362) -0.015 (0.809) 0.001 (0.992) 0.058 (0.361) 1.000 ROS t-1 0.004 (0.955) -0.006 (0.929) 0.144 (0.023) 0.134 (0.041) 0.217 (0.001) 0.134 (0.034) -0.358 (0.000) 0.108 (0.087) 0.067 (0.294) 0.155 (0.014) -0.045 (0.483) -0.026 (0.679) 0.095 (0.133) 0.430 (0.000) 1.000 Tobin’sQ t- 1 0.088 (0.189) 0.091 (0.176) 0.146 (0.030) 0.758 (0.000) 0.274 (0.000) 0.311 (0.000) -0.198 (0.003) 0.201 (0.003) 0.220 (0.001) 0.177 (0.008) 0.046 (0.497) 0.001 (0.985) 0.099 (0.140) 0.092 (0.173) 0.151 (0.024) 1.000 (Mức ý nghĩa thống kê được đặt trong ngoặc đơn) (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) 68 PHỤ LỤC 26 KẾT QUẢ KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN Bảng: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến ROE ROS Tobin’s Q Variable VIF 1/VIF VIF 1/VIF VIF 1/VIF LEVt-1 7.54 0.132587 7.34 0.136260 7.44 0.134435 CPI 5.83 0.171419 5.89 0.169908 6.51 0.153531 AGE 5.48 0.182637 5.43 0.184177 6.00 0.166753 TM 4.58 0.218522 4.33 0.230817 4.6 0.217240 SM 2.12 0.471543 2.26 0.443123 2.17 0.459839 SIZE 1.64 0.609271 1.7 0.589953 1.59 0.627884 GROWTH 1.5 0.666929 1.5 0.666891 1.58 0.632082 VIF trung bình 3.86 3.76 4.14 (Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Stata 14) 69 PHỤ LỤC 27 TỔNG KẾT CÁC YẾU TỐ CÓ TÁC ĐỘNG, CÓ Ý NGHĨA THỐNG KÊ ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP Mô hình tĩnh Biến Y Toàn bộ mẫu Nhóm 1 Nhóm 2 Hồi quy tác động trung bình Hồi quy phân vị Hồi quy tác độngh trung bình Hồi quy phân vị Hồi quy tác động trung bình Hồi quy phân vị Biến X Tác động Biến X Tác động Biến X Tác động Biến X Tác động Biến X Tác động Biến X Tác động ROE LEV SIZE - + TM AGE SIZE + - + ROC TM LEV SIZE + - + TM LEV AGE SIZE + - - + TM LEV + - SM TM LEV AGE SIZE + + - + + SM TM + + TM LEV AGE GROWTH SIZE + - - + + ROS LEV SIZE - + SM LEV SIZE GROWTH + - + - LEV GROWTH SIZE - - + SM TM LEV GROWTH SIZE AGE + - - - + + SIZE + SM TM LEV AGE GROWTH SIZE - + - - + + 70 Tobin’s Q SIZE + SM TM LEV AGE GROWTH SIZE + + + +/- + + TM AGE + + GROWTH CPI SIZE + + + TM LEV AGE SIZE + - +/- + Mô hình động Toàn bộ mẫu Nhóm 1 Nhóm 2 Biến Y Biến X Tác động Biến X Tác động Biến X Tác động ROE ROEt-1 SM TM LEVt-1 CPI + + + + - ROC SM TM SIZE AGE CPI + + - - - ROCt-1 SM TM + + + SIZE - ROS ROSt-1 SM TM GROWTH + + + + ROSt-1 SM + + LEVt-1 AGE - - Tobin’s Q Tobin’s Qt-1 + Tobin’s Qt-1 + Tobin’s Qt-1 + 71 SM LEVt-1 AGE + + + LEVt-1 + AGE CPI + + Chú thích: Nhóm 1: Nhóm doanh nghiệp có giấy chứng nhận ISO 22000 Nhóm 2: Nhóm doanh nghiệp không có giấy chứng nhận ISO 22000 Biến Y: Biến phụ thuộc Biến X: Biến độc lập (+): Tác động tích cực (-): Tác động tiêu cực 72 PHỤ LỤC 28 NGUYÊN TẮC XÂY DỰNG BẢN ĐỒ CHIẾN LƯỢC Việc xây dựng Bản đồ chiến lược cần tuân thủ các nguyên tắc sau: + Chiến lược cân bằng các nguồn lực mâu thuẫn. Đầu tư vào tài sản vô hình để tăng trưởng doanh thu trong dài hạn thường mâu thuẫn với việc cắt giảm chi phí để có hiệu quả tài chính trong ngắn hạn. Do đó cần phải cân bằng, phối hợp mục tiêu tài chính ngắn hạn (như giảm giá thành và nâng cao năng suất) với mục tiêu dài hạn (như tăng trưởng doanh thu và LN). + Chiến lược dựa trên một tập hợp riêng biệt về các giá trị cung cấp cho khách hàng. Làm cho khách hàng hài lòng là nguồn của việc tạo ra giá trị bền vững. Chiến lược yêu cầu có sự kết nối rõ ràng giữa phân khúc khách hàng mục tiêu và tập hợp các giá trị cần có để đạt được mục đích này. + Giá trị được tạo ra thông qua các qui trình kinh doanh nội bộ. Các qui trình nội bộ được phân thành các nhóm: quản lý vận hành, quản lý khách hàng, đổi mới, quản lý và điều tiết xã hội. Các công ty cần tập trung vào một số qui trình then chốt có khả năng tạo ra các giá trị đem lại cho khách hàng khác biệt và có tính thiết yếu để nâng cao năng suất và duy trì hoạt động kinh doanh + Chiến lược bao gồm các chủ đề tương thích, bổ sung cho nhau. Mỗi qui trình nội bộ sẽ tạo ra lợi ích ở những thời điểm khác nhau. Cải tiến qui trình vận hành tạo ra kết quả ngắn hạn nhờ vào việc giảm chi phí và nâng cao chất lượng. Ích lợi từ tăng cường quan hệ với khách hàng xuất hiện sau 6 đến 8 tháng từ khi bắt đầu cải tiến qui trình quản lý khách hàng. Còn qui trình đổi mới thường cần thời gian dài hơn để tạo ra doanh thu và LN. Công ty sẽ tránh được kiên tụng và nâng cao danh tiếng trong tương lai nhờ việc cải thiện các qui trình điều tiết xã hội. + Sự gắn kết chiến lược quyết định giá trị tài sản vô hình Tài sản vô hình có thể phân thành ba loại: nguồn vốn con người bao gồm kỹ năng, tài năng và kiến thức của nhân viên; nguồn vốn thông tin gồm cơ sở dữ liệu, hệ thống thông tin, mạng lưới và cơ sở hạ tầng; nguồn vốn tổ chức bao gồm văn hóa, kỹ năng lãnh đạo, sự tập hợp và gắn kết nhân viên, tinh thần tập thể và quản lý tri thức. Giá trị của các tài sản vô hình này nằm trong khả năng đóng góp cho việc thực hiện chiến lược của tổ chức. Các kết quả nghiên cứu [3] chỉ ra rằng 2/3 các công ty không tạo ra được sự gắn kết giữa chiến lược với các chương trình nhân sự và công nghệ thông tin của mình. Như vậy sự đầu tư của họ bị lệch mục tiêu và không kích thích năng lực thực hiện chiến lược của công ty.