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

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

Nguyễn Thị Thuỳ Linh

Khoa Tài chính, Học viện Ngân hàng

Cơng 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:
Faculty of Finance, Banking Academy
Linh Thi Thuy Nguyen
Email:
VPS Securities

© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X

13

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 223- Tháng 12. 2020


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 trị 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, thơng qua ứng dụng mơ hình tác động cố định (Fixed Effect) và

mơ 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 mơ doanh nghiệp và một số nhân tố khác, trái
lại, có tác động tích cực.
Từ khố: Doanh nghiệp Bất động sản, Khả năng sinh lời, Nhân tố ảnh hưởng

1. Giới thiệu
Khả năng sinh lời là một chỉ tiêu phản
ánh rõ nhất kết quả hoạt động sản xuất
kinh doanh của mỗi doanh nghiệp. Thông
thường, khả năng sinh lời được phản ánh
thông qua chỉ tiêu tỷ suất sinh lời vốn chủ
sở hữu (ROE) và tỷ suất sinh lời tổng tài
sản (ROA). Trong thời kỳ Việt Nam đang
dần từng bước hòa nhập cùng nền kinh tế
thế giới, việc nâng cao hiệu quả kinh doanh
của doanh nghiệp thông qua nâng cao khả
năng sinh lời của doanh nghiệp đóng vai
trị quan trọng, không chỉ ảnh hưởng đến sự
tồn tại của các doanh nghiệp, năng lực cạnh
tranh của doanh nghiệp mà gián tiếp tác
động tới triển vọng phát triển của ngành và
rộng hơn là tồn bộ nền kinh tế nói chung.

Ngành bất động sản (BĐS) là ngành có
nhiều tiềm năng phát triển, chiếm tỷ trọng
khá lớn và đóng góp vai trị quan trọng
trong các hoạt động kinh tế và tăng trưởng

kinh tế của các quốc gia, trong đó có Việt
Nam. Tuy nhiên, từ năm 2012 đến nay, thị
trường BĐS ở Việt Nam trở nên khá trầm
lắng, tính thanh khoản kém làm cho tình
hình hoạt động sản xuất kinh doanh của các
doanh nghiệp ngành BĐS rơi vào tình trạng
khó khăn và hiệu quả sinh lời chung của
các doanh nghiệp cũng có xu hướng giảm
sút đáng kể (Hình 1).
Xem xét chi tiết khả năng sinh lời của 27
doanh nghiệp ngành BĐS niêm yết trên
HOSE trong giai đoạn 2010- 2019, nhận
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 tốn 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


NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

doanh thua lỗ dẫn tới các hệ số khả năng
sinh lời thấp như CTCP BĐS du lịch Ninh
Vân Bay (NVT), CTCP Đầu tư Hạ tầng và
Đơ thị Dầu khí PVC (PTL),… nhưng bên
cạnh đó, một số doanh nghiệp lại có khả

năng sinh lời cao như Tập đoàn Vingroup
(VIC), CTCP Tập đoàn Đất Xanh (DXG)…
Sự thay đổi về mơi trường kinh doanh rất
có thể vừa tạo ra những cơ hội và vừa tạo
ra những thách thức cho các doanh nghiệp
ngành BĐS. Trong đó, có thể thấy rõ các
doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng doanh
thu cao hơn trung bình ngành thường là các
doanh nghiệp có thâm niên trong ngành,
quy mơ tài sản lớn, và tương ứng với đó
cũng có khả năng sinh lời ổn định và tích
cực hơn (Hình 2 & 3).
Xuất phát từ tầm quan trọng của khả năng
sinh lời đối với các doanh nghiệp BĐS
nói riêng cũng như đối với nền kinh tế nói
chung, việc nghiên cứu các nhân tố tác
động đến khả năng sinh lời nhằm nâng cao
năng lực cạnh tranh của các doanh nghiệp
trong ngành BĐS là cần thiết.

2. Tổng quan nghiên cứu và phương
pháp nghiên cứu
2.1. Tổng quan nghiên cứu
Trên thế giới cũng như trong nước đã có
những nghiên cứu phân tích sự tác động
của các nhân tố đến khả năng sinh lời của
doanh nghiệp nói chung và các doanh
nghiệp trong ngành BĐS nói riêng.
Các nghiên cứu quốc tế
Rehman & Khidmat (2014) đã nghiên cứu

trên 9 công ty ngành hóa học niêm yết
trên Sở giao dịch chứng khốn Pakistan từ
năm 2001 đến 2009, với biến phụ thuộc là
ROA, đại diện cho khả năng sinh lời của
doanh nghiệp và các nhân tố ảnh hưởng
tới khả năng sinh lời được sử dụng trong
nghiên cứu, gồm tỷ số khả năng thanh toán
nhanh (quick ratio), tỷ số khả năng thanh
toán ngắn hạn (current ratio), tỷ lệ nợ trên
VCSH và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản. Kết quả
phân tích mơ hình hồi quy cho thấy rằng
các tỷ số khả năng thanh tốn có tác động

Hình 2. Khả năng sinh lời tổng tài sản của các doanh nghiệp BĐS (HOSE)
Nguồn: Tính tốn 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


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 tốn từ số liệu Báo cáo tài chính của 27 doanh nghiệp BĐS (HOSE)
thu thập từ trang />
cùng chiều và các nhân tố còn lại có tác
động ngược chiều đến khả năng sinh lời
của doanh nghiệp.

Sivathaasan & các cộng sự (2013) đã tiến
hành nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến
khả năng sinh lời của tất cả các công ty sản
xuất niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán
Colombia, Sri Lanka giai đoạn từ năm 2008
đến năm 2012. Các nhân tố ảnh hưởng gồm
cấu trúc tài sản, cấu trúc vốn, quy mô công
ty và tốc độ tăng trưởng; các biến phụ thuộc
đại diện cho khả năng sinh lời của doanh
nghiệp là ROE và ROA. Nghiên cứu cho kết
quả, các biến độc lập giải thích được 76,6%
và 84,7% cho mức độ ảnh hưởng của các
nhân tố đến sự tăng trưởng ROA và ROE
của doanh nghiệp. Trong đó, chỉ có cấu trúc
vốn có tác động tích cực đến khả năng sinh
lời của các cơng ty, cịn các biến cấu trúc tài
sản, quy mô công ty và tốc độ tăng trưởng
khơng có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê
với ROE và ROA.
Bolek & Wiliński (2012) nghiên cứu sự
tác động của các nhân tố kinh tế bên trong
lẫn bên ngồi lên khả năng sinh lời của các

16

cơng ty xây dựng niêm yết trên sàn giao
dịch chứng khoán Warsaw trong giai đoạn
từ năm 2000 đến năm 2010. Kết quả nghiên
cứu đã cho thấy rằng quy mô công ty và
tốc độ tăng trưởng GDP có tác động cùng

chiều đến khả năng sinh lời của doanh
nghiệp (ROA), trong khi đó cấu trúc tài
sản, cấu trúc vốn, kỳ thu tiền trung bình và
tỷ số khả năng thanh tốn nhanh lại có tác
động ngược chiều.
Tương tự, Andersson & Minnema (2018),
Elif (2016), Owolabi & Obida (2012),
Lazaridis & Tryfonidis (2006), Liargovas
& Skandalis (2008), Ghosh (2000) cũng
tìm thấy mối quan hệ thuận chiều giữa thời
gian hoạt động, quy mô hoạt động và khả
năng sinh lời của doanh nghiệp, trong khi
đó tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều.
Alshatti (2015) đã thu nhập số liệu từ 13
ngân hàng thương mại ở Jordanian từ năm
2005- 2012 nhằm tìm ra mối liên hệ giữa
tính thanh khoản và khả năng sinh lời (ROA
và ROE). Nghiên cứu đã chỉ ra, tỷ số khả
năng thanh toán nhanh và tỷ lệ đầu tư có
tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020


NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

của các ngân hàng, trong khi đó tỷ lệ VCSH
(VCSH/Tổng tài sản) và tỷ số khả năng
thanh tốn lại có tác động ngược chiều.
Bên cạnh đó, nghiên cứu mối quan hệ giữa

một số yếu tố hội đồng quản trị (HĐQT)
với khả năng sinh lời của doanh nghiệp,
Shukeri & cộng sự (2012), Hambrick &
cộng sự (1984) đã cho biết các doanh nghiệp
có thành viên HĐQT là người nước ngồi
thường có khả năng sinh lời (ROE) tốt hơn.

dụng các phương pháp nghiên cứu khác
nhau phù hợp với mẫu dữ liệu bảng như
mơ hình tác động cố định (fix effect) và mơ
hình tác động ngẫu nhiên (random effect),
có thể mang lại những đánh giá tổng quan,
đáng tin cậy hơn về những nhân tố ảnh
hưởng tới khả năng sinh lời của doanh
nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE. Trên cơ
sở đó đề xuất những giải pháp phù hợp, khả
thi trong việc tăng cường khả năng sinh lời
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
hệ giữa vấn đề quản lý vốn lưu động và lợi
nhuận của doanh nghiệp, trong đó nghiên
cứu tác động của tỷ lệ nợ (tổng nợ/ tổng
tài sản) và tỷ lệ tài sản tài chính (tổng giá
trị tài sản tài chính/ tổng tài sản) của 208
doanh nghiệp niêm yết trên HOSE và HNX

từ năm 2006 đến năm 2012, song khơng
tìm ra mối liên hệ giữa hai biến số trên và
lợi nhuận của doanh nghiệp.

2.2.1. Phương pháp nghiên cứu

Minh Nhựt & Thu Thảo (2014) đã sử sụng
mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến dựa vào
phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS)
để ước lượng các nhân tố tác động đến hiệu
quả hoạt động của 58 doanh nghiệp BĐS
niêm yết trên HOSE và HNX trong giai
đoạn 2010- 2012 thông qua hai chỉ tiêu về
khả năng sinh lời là ROE và ROA. Kết quả
mơ hình chỉ ra rằng, hiệu quả hoạt động của
doanh nghiệp BĐS chịu ảnh hưởng bởi: tỷ lệ
đòn bẩy tài chính, tỷ lệ tài sản cố định trên
tổng tài sản, tỷ lệ cổ phiếu quỹ trên tổng vốn
cổ phần, tỷ lệ chi phí bán hàng và chi phí
quản lý trên tổng chi phí doanh nghiệp và
thời gian hoạt động của doanh nghiệp.
Bài viết này, với phạm vi nghiên cứu rộng
hơn đối với các doanh nghiệp BĐS trong
khoảng thời gian từ năm 2010 tới 2019, sử

Với dữ liệu dạng bảng nghiên cứu trên
nhiều đối tượng (doanh nghiệp) trong một
khoảng thời gian nhất định, tương tự như
Andersson & Minnema (2018), Elif (2016),
Bolek & Wiliński (2012) và các nghiên

cứu trước đó, bài viết này lựa chọn sử
dụng mơ hình ảnh hưởng/tác động cố định
(Fixed Effect Model- FEM) và mơ hình
ảnh hưởng/tác động ngẫu nhiên (Random
Effect Model- REM) để xác định các nhân
tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của các
doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trong
giai đoạn 2010- 2019. Mơ hình đề xuất
biến phụ thuộc (theo ROA, hoặc ROE) với
6 biến độc lập và 2 biến kiểm sốt được
trình bày chi tiết dưới đây (Bảng 1).
Mơ hình ảnh hưởng cố định (FEM)
FEM phân tích mối tương quan này giữa
phần dư của mỗi quan sát với các biến giải
thích, qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng
của các đặc điểm riêng biệt (không thay đổi
theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích
để có thể ước lượng được những ảnh hưởng
thực tế của biến giải thích lên biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy của mơ hình tác động

Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

17


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

& Minnema (2018), Tu & Nguyen (2014)
và Shukeri và cộng sự (2012), được xây
dựng như sau:
ROA = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t
+ β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t +
β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + ui,t
ROE = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t
+ β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t +
β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + ui,t

ROE = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t
+ β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t +
β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + Ɛi,t + ui,t
Trong đó:
β1… β9: là hệ số của các biến độc lập tương
ứng
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
ứng

αi : đại diện cho tất cả các yếu tố không
quan sát được mà thay đổi giữa các đối
tượng nhưng không thay đổi theo thời gian

i: là doanh nghiệp thứ i

ui,t: là nhiễu trắng (sai số)
αi : là hệ số chặn theo đối tượng (doanh
nghiệp) i
Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)
Khi sử dụng mơ hình FEM, nếu sự biến
động của các quan sát riêng lẻ không tương
quan đến biến giải thích thì tác giả sẽ sử
dụng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM.
Khơng giống với mơ hình tác động cố định
(FEM), biến số giữa các chủ thể được giả
định là ngẫu nhiên và khơng tương quan với
dự đốn hoặc biến độc lập có trong mơ hình.
Phương trình hồi quy của mơ hình tác
động ngẫu nhiên, dựa trên nghiên cứu
của Anderson &Minnema (2018), Tu &
Nguyen (2014) và Shukeri và cộng sự
(2012), được xây dựng như sau:
ROA = β1*SIZE i,t + β2*DFLi,t + β3*PSi,t
+ β4*AGEi,t + β5*NNi,t + β6*GRi,t +

18

β7*GGDPi,t + β8*GMSi,t + αi + Ɛi,t + ui,t

Ɛi,t : đại diện cho tất cả các yếu tố không
quan sát được thay đổi giữa các đối tượng
thời gian.
Cuối cùng, để lựa chọn mơ hình phù hợp,
giải thích tốt nhất mối quan hệ giữa các
biến nghiên cứu với khả năng sinh lời của

các doanh nghiệp BĐS, nghĩa là lựa chọn
giữa mơ hình FEM hay REM, thì nghiên
cứu sử dụng kiểm định Hausman được đưa
ra bởi Hausman (1978). Bên cạnh đó, bài
viết cũng tiến hành kiểm tra hiện tượng tự
tương quan và tính các hệ số VIF nhằm
phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong
mơ hình. Nghiên cứu cũng sử dụng kỹ
thuật “robust” nhằm gia tăng tính vững cho
các kết quả ước lượng.
2.2.2. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng của 27
doanh nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE,
trong khoảng thời gian từ năm 2010 tới
2019. Nguồn dữ liệu được thu thập từ các
báo cáo tài chính kiểm tốn của các doanh

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020


NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

Bảng 1. Thống kê các biến trong mơ 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

Quy mơ cơng ty

SIZE

Logarit(Tổng tài sản)

Địn bẩy tài chính

DFL

Tổng nợ / Vốn đầu tư của chủ sở hữu

Biến độc lập

PS

Cấu trúc tài sản
Thời gian hoạt động của doanh nghiệp

AGE

Tài sản cố định / Tổng tài sản
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
GGDP (GDP1 – GDP0) / GDP0 * 100

Tốc độ tăng trưởng GDP

GMS

Tốc động tăng trưởng tín dụng

(MS1 – MS0) / MS0 * 100
Nguồn: Tác giả tổng hợp

nghiệp từ để
tính tốn các chỉ tiêu đại diện cho các biến
phụ thuộc- đo lường khả năng sinh lời của
doanh nghiệp (chỉ tiêu ROE- tỷ suất sinh
lời vốn chủ sở hữu; ROA- tỷ suất sinh lời
tổng tài sản) và các chỉ tiêu đại diện cho
các biến độc lập- các nhân tố ảnh hưởng
khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Một
số biến kiểm soát ảnh hưởng của yếu tố vĩ
mô nền kinh tế tới khả năng sinh lời của
doanh nghiệp BĐS cũng được đưa vào mơ
hình xem xét như tốc độ tăng trưởng GDP
(GGDP) và tốc độ tăng trưởng tín dụng
(GMS), với nguồn dữ liệu được thu thập
từ Tổng cục Thống kê. Thông tin chi tiết
về cách thức tính tốn, hình thành dữ liệu
các biến trong mơ hình nghiên cứu đã được
trình bày chi tiết trong Bảng 1.
3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
3.1. Kết quả nghiên cứu

3.1.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Theo thống kê mô tả dữ liệu (Bảng 2)
nghiên cứu của 27 doanh nghiệp BĐS niêm

yết trên HOSE giai đoạn 2010- 2019 (Bảng
2), có thể thấy tỷ suất sinh lời trên tổng tài
sản (ROA) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ
sở hữu (ROE) bình quân của các doanh
nghiệp BĐS trong 10 năm qua lần lượt là
8,24% và 22,16%. Tỉ suất ROA nhìn chung
tương đối thấp đối với các doanh nghiệp
BĐS trong giai đoạn này do thị trường bất
động sản trong năm 2012- 2014 gần như
đóng băng, thị trường chỉ mới bắt đầu phục
hồi từ khoảng đầu năm 2016. Bên cạnh đó,
sự biến động của ROA và ROE (với độ
lệch chuẩn lần lượt là 65,71% và 81,24%)
cho thấy chênh lệch về khả năng sinh lời
giữa các doanh nghiệp BĐS niêm yết trên
HOSE là tương đối lớn. Bên cạnh những
doanh nghiệp có khả năng sinh lời rất cao,
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


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
(SIZE), số liệu thống kê cho thấy, chênh
lệch về quy mô tổng tài sản giữa các doanh
nghiệp trong mẫu nghiên cứu là khá thấp,
đa phần có quy mơ tương đối đồng đều.
Số lượng thành viên là người nước ngồi

trong HĐQT (NN) chiếm rất ít trong tổng
số lượng thành viên HĐQT. Tốc độ tăng
trưởng doanh thu (GR) có độ lệch chuẩn
tương đối cao cho thấy sự chênh lệch về
tăng trưởng doanh thu giữa các công ty
trong mẫu nghiên cứu là lớn.
3.1.2. Kiểm định tự tương quan và một số
khuyết tật của mơ hình
Thống kê kết quả kiểm định hệ số tự tương
quan giữa các cặp biến trong Bảng 3 cho
thấy mức tương quan giữa các biến đều có
giá trị trong khoảng (-0,8; 0,8) nên chưa
có cơ sở cho thấy có hiện tượng đa cộng
tuyến với mơ hình khảo sát. Thêm vào đó,
với biến phụ thuộc ROA và ROE thì biến
DFL, SIZE, PS, SL, NN, GMS có tương
quan dương và có ý nghĩa thống kê tại mức
ý nghĩa 5%, các biến AGE và GR thể hiện
tương quan âm và khơng có ý nghĩa thống

20

kê tại mức ý nghĩa 5%. Riêng với biến
kiểm soát GGDP, đối với ROA thể hiện
tương quan dương nhưng đối với ROE lại
có tương quan âm.
Bên cạnh việc kiểm tra đa cộng tuyến
thông qua hệ số tự tương quan, nhằm
tránh xây dựng mô hình nghiên cứu với
các biến có khả năng gây ra hiện tượng đa

cộng tuyến, nghiên cứu, sau khi lựa chọn
các biến nghiên cứu đưa vào mơ hình, cịn
tiến hành kiểm định lại khả năng xảy ra đa
cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương
sai VIF. Nếu giá trị VIF > 8 thì có dấu hiệu
đa cộng tuyến, tức là các biến độc lập có
mối liên hệ tuyến tính chặt chẽ với nhau.
Kết quả kiểm tra hệ số VIF (Bảng 4) cho
thấy trong mơ hình khơng có hiện tượng đa
cộng tuyến.
3.1.3. Kết quả mơ hình hồi quy
Từ kết quả hồi quy cho thấy, đối với
biến phụ thuộc ROA có hệ số R2 của mơ
hình FEM và REM lần lượt là 6,88% và
56,51%. Hệ số R2 của mơ hình FEM với chỉ
tiêu ROA là rất thấp và giá trị ước lượng

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020


NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

Bảng 3. Ma trận tương quan Pearson giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu
ROA
ROA

DFL

SIZE

PS

AGE

SL

NN

GR

GMS

GGDP

1,000

0,557*
0,000
0,478*
DFL
0,000
0,329*
SIZE
0,000
0,258*
PS
0,000
-0,021
AGE
0,728

0,405*
SL
0,000
0,572*
NN
0,000
-0,030
GR
0,622
0,064
GMS
0,297
0,061
GGDP
0,315
ROE

ROE
1,000
0,456*
0,000
0,269*
0,000
0,037*
0,549
-0,069
0,255
0,354*
0,000
0,458*

0,000
-0,010
0,666
0,042
0,491
-0,004
0,744

1,000
0,355*
0,000
0,174*
0,004
-0,299*
0,000
0,079
0,196
0,143*
0,019
-0,053
0,389
0,051
0,407
0,011
0,657

1,000
0,256*
0,000
-0,145*

0,017
0,028
0,645
0,167*
0,006
0,046
0,453
-0,017
0,776
0,111
0,068

1,000
0,003
0,733
0,126*
0,039
0,321*
0,000
-0,004
0,749
-0,020
0,743
0,062
0,310

1,000

-0,024
1,000

0,691
-0,178* 0,503*
1,000
0,003
0,000
-0,004 0,037 -0,022
1,000
0,751
0,0549 0,722
-0,039 -0,009 -0,006 0,034
1,000
0,527
0,688 0,719 0,691
0,201* 0,082 0,041 0,033 0,528*
1,000
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
thích hầu như khơng có ý nghĩa thống kê.
Điều này cho thấy phần lớn các biến giải
thích trong mơ hình khơng có khả năng giải
thích được phần lớn biến động của biến phụ
thuộc khả năng sinh lời (ROA) của doanh
nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE. Do đó,
để đảm bảo khả năng so sánh giữa mơ hình
REM và FEM trong việc lựa chọn mơ hình
phù hợp hơn giải thích cho vấn đề nghiên

cứu, chúng tơi chọn nghiên cứu sâu vào mơ
hình REM và FEM với biến giải thích đại
diện khả năng sinh lời của doanh nghiệp là
ROE, tương tự như các nghiên cứu trước
đó như Sivathaasan & các cộng sự (2013),
Minh Nhựt & Thu Thảo (2014).
Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa
chọn mơ hình phù hợp hơn, giữa mơ hình
FEM và REM với biến phụ thuộc là ROE.

Bảng 4. Hệ số phóng đại VIF của các biến
nghiên cứu
Biến

VIF

1/VIF

GGDP
NN
GMS
SL
DFL
SIZE
AGE
PS
GR

1,56
1,55

1,46
1,37
1,26
1,25
1,24
1,19
1,01

0,6397
0,6452
0,6830
0,7292
0,7916
0,7989
0,8046
0,8370
0,9865

VIF trung bình

1,32

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ước lượng
trên phần mềm Stata

Hai giả thuyết của kiểm định Hausman:
H0: Lựa chọn mơ hình ảnh hưởng ngẫu
nhiên (REM)

Số 223- Tháng 12. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

21


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 mơ hình ảnh hưởng cố định
(FEM)
Kết quả kiểm định Hausman (Bảng 5)
khuyến nghị sử dụng mơ hình tác động cố
định (FEM). Do vậy, các nội dung phân
tích và các kết luận về mối quan hệ giữa
các biến giải thích với khả năng sinh lời của
doanh nghiệp BĐS niêm yết trên HOSE
được dựa trên kết quả hồi quy của mơ hình
(4) trình bày trong Bảng 5.
3.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả ước lượng của mơ hình ROE theo
mơ hình (4) so với giả thuyết nghiên cứu
ban đầu được trình bày trong Bảng 6.
Địn bẩy tài chính (DFL): Kết quả nghiên
cứu cho thấy, dấu của kết quả hồi quy của
tham số biến DFL ngược với dự kiến, hàm
ý rằng “Địn bẩy tài chính” có tác động
thuận chiều đến khả năng sinh lời (tỉ số
ROE) của 27 doanh nghiệp ngành BĐS.
Kết quả nghiên cứu này cũng được tìm thấy
tương đồng với nghiên cứu của Andersson

& Minnema (2018), Liargovas & Skandalis

Bảng 5. Kết quả hồi quy ROA và ROE theo mơ hình FEM và REM
Biến phụ thuộc: ROA

Biến phụ thuộc: ROE

FEM

REM

FEM

REM

(1)

(2)

(3)

(4)

-0,0072
(0,218)
0,0147
(0,456)
-2,76E-16
(0,849)
-0,0009

(0,756)
0,0051
(0,409)
0,0265**
(0,039)
-5,31E-06
(0,810)
0,1755
(0,289)
0,7852
(0,594)
-0,1785
(0,456)

0,0245***
(0,000)
0,1589***
(0,004)
-8,22E-16
(0,633)
0,0039***
(0,000)
0,1633***
(0,006)
0,0941***
(0,000)
-1,93E-06
(0,941)
0,3331**
(0,037)

-1,8659
(0,119)
-0,6829
(0,001)

0,0988*
(0,051)
0,0721
(0,671)
-6,43E-14***
(0,000)
0,0289
(0,285)
0,0923*
(0,087)
0,4273***
(0,000)
0,00004
(0,794)
2,1424
(0,134)
17,9888
(0,158)
-1,1639
(0,574)

0,1784***
(0,000)
0,3009***
(0,005)

-5,6E-14***
(0,000)
0,0234***
(0,000)
0,1217***
(0,000)
0,6144***
(0,000)
0,00004
(0,826)
2,1576*
(0,075)
20,4629**
(0,022)
-4,2128
(0,002)

Hệ số R2

0,0688

0,5651

0,3727

0,4559

Số quan sát

270

270

270

270

Biến độc lập
DFL
SIZE
PS
AGE
SL
NN
GR
GMS
GGDP
Hằng số

Kiểm định Hausman giữa mơ 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

NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

(2008), và Ghosh & các cộng sự (2000).
Đối với các doanh nghiệp ngành BĐS thì
mối quan hệ này cũng tương đối hợp lý vì
hoạt động của doanh nghiệp BĐS có đặc
thù thường phụ thuộc nhiều vào các khoản
vay nợ, đặc biệt là tín dụng dài hạn, dẫn tới
tỉ lệ địn bẩy tài chính cao. Với quy mô tài
trợ vốn cho các hoạt động trong lĩnh vực
xây dựng, đầu tư, kinh doanh BĐS tương
đối lớn, nên việc tận dụng nguồn vốn vay
nợ có thể giúp các doanh nghiệp BĐS chủ
động trong việc tìm kiếm các cơ hội kinh
doanh và khuếch đại lợi nhuận. Mối quan
hệ được tìm thấy thơng qua kết quả hồi quy
cũng cho thấy, rõ ràng, doanh nghiệp BĐS
có tỷ lệ địn bẩy tài chính cao hơn thì có
khả năng sinh lời tốt hơn so với các doanh
nghiệp sử dụng đòn bẩy tài chính thấp.
Quy mơ doanh nghiệp (SIZE) có tác động
tích cực đến khả năng sinh lời ROE của các
CTCP ngành BĐS trong phạm vi nghiên
cứu, và tác động này hoàn toàn phù hợp với
lý thuyết cũng như mối quan hệ kỳ vọng
ban đầu. Kết quả này cũng đồng nhất với
nghiên cứu của Sivathaasan & các cộng sự
(2013) và Bolek & Wiliński (2012). Như
vậy, quy mơ doanh nghiệp càng lớn thì khả
năng sinh lời của doanh nghiệp BĐS niêm

yết trên HOSE càng cao. Đối với ngành
BĐS có đặc thù là tổng tài sản tương đối
lớn, đặc biệt là tài sản ngắn hạn (chi phí
trả trước, khoản phải thu), vì vậy khi tổng
tài sản tăng chứng tỏ doanh nghiệp thu hút
được nhiều nhà đầu tư, bán được nhiều dự
án hơn, đồng nghĩa với việc quy mơ doanh
nghiệp được mở rộng. Ngồi ra khi bán
được hàng và thu được tiền, doanh nghiệp
có thể thanh tốn kịp thời các khoản nợ
vay hoặc có dịng tiền để thực hiện các dự
án khác kịp thời, chính vì thế kéo theo lợi
nhuận rịng tăng nên khả năng sinh lời cũng
có xu hướng tăng.

Cấu trúc tài sản (PS) có tác động ngược
chiều đến khả năng sinh lời (ROE) của 27
CTCP ngành BĐS niêm yết trên HOSE.
Có thể thấy, trong giai đoạn 2010- 2014,
ngành BĐS chịu nhiều tác động nền kinh
tế suy thoái cũng như thị trường BĐS gần
như đóng băng nên tình hình kinh doanh
gặp nhiều khó khăn, việc sử dụng tài sản
cố định vào hoạt động sản xuất kinh doanh
chưa thực sự đạt hiệu quả tốt là một phần
nguyên nhân dẫn đến lợi nhuận giảm mạnh
và tác động xấu đến ROE. Kết luận này
tương đồng với nghiên cứu của Gill & các
cộng sự (2010).
Thời gian hoạt động của doanh nghiệp

(AGE) có tác động cùng chiều đến khả
năng sinh lời, cụ thể là AGE tác động trực
tiếp lên khả năng sinh lời ROE. Kết quả
của nhóm tác giả hoàn toàn đồng nhất với
nghiên cứu của Liargovas & Skandalis
(2008) khi cho rằng các cơng ty có thời
gian hoạt động lâu dài sẽ có kinh nghiệm và
mạng lưới kinh doanh cũng như khả năng
đánh giá các cơ hội kinh doanh tốt hơn, do
đó khả năng sinh lời sẽ cao hơn so với các
doanh nghiệp mới hoạt động.
Quy mô Hội đồng quản trị (SL) có tác
động thuận chiều đến khả năng sinh lời
ROE. Cụ thể doanh nghiệp có số lượng
thành viên HĐQT nhiều hơn thì khả năng
sinh lời cũng cao hơn, điều này phù hợp với
nghiên cứu của Shukeri & cộng sự (2012).
Ban quản trị có số lượng thành viên nhiều
có thể có khả năng điều hành hoạt động cao
hơn, mức độ am hiểu về doanh nghiệp cũng
như các mối quan hệ xã hội cũng được mở
rộng hơn.
Sự đa dạng chủng tộc trong HĐQT (NN)
có tác động thuận chiều khả năng sinh lời
(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

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),
Hambrick & cộng sự (1984). Sự có mặt
của thành viên là người nước ngồi trong
HĐQT sẽ làm tăng mức độ đa đạng về
văn hóa, kiến thức, kinh nghiệm, từ đó sẽ
có nhiều sự lựa chọn chính xác và hợp lí
hơn trong việc quản lý cũng như đầu tư của
doanh nghiệp.

Trên cơ sở xác định các nhân tố tác động
đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp
ngành BĐS ở Việt Nam, dựa vào tính chất
đặc thù của ngành, bài viết đề xuất một số
giải pháp cho doanh nghiệp và kiến nghị tới
cơ quan quản lý nhằm nâng cao khả năng
sinh lời của các doanh nghiệp ngành BĐS
niêm yết trên HOSE. Cụ thể:

Với tốc độ tăng trưởng GDP (GGDP),
tương tự như kết quả nghiên cứu của Bolek
& Wiliński (2012), nghiên cứu cũng tìm
thấy tác động thuận chiều từ biến động tốc
độ tăng trưởng GDP tới khả năng sinh lời
(ROE) của 27 doanh nghiệp BĐS niêm yết
trên HOSE. Khi tốc độ tăng trưởng GDP

cao chứng tỏ đời sống người dân được nâng
cao, cải thiện cũng như các doanh nghiệp
hay tổ chức kinh tế phát triển mạnh; do đó
nhu cầu mua sắm hay xây dựng nhà cửa, các
cơng trình BĐS được tăng lên, kéo theo đó
các doanh nghiệp ngành BĐS cũng sẽ kinh
doanh thuận lợi, phát triệu mạnh, khả năng
sinh lời được tăng lên.

Thứ nhất, các doanh nghiệp cần quan tâm
mở rộng quy mô doanh nghiệp, mở rộng và
phát triển thêm lĩnh vực hoạt động. Việc
mở rộng quy mơ làm cho doanh nghiệp
tăng thị phần, có vị thế trên thị trường. Các
cơng ty có thể tận dụng lợi thế quy mô để
tiếp cận được nguồn vốn từ các nhà đầu tư,
chi phí lãi vay sẽ thấp hơn. Đối với khách
hàng, doanh nghiệp sẽ tạo dựng được niềm
tin, duy trì và phát triển được số lượng
khách hàng, tăng khả năng cạnh tranh trên
thị trường, từ đó giúp nâng cao khả năng
sinh lời của doanh nghiệp.

4. Kết luận và khuyến nghị
Kết quả nghiên cứu cho thấy khả năng sinh
lời không chỉ chịu tác động từ những nhân
tố bên trong mà cịn chịu tác động bởi các
nhân tố vĩ mơ bên ngồi doanh nghiệp. Cụ
thể, ứng dụng mơ hình tác động ngẫu nhiên
và mơ hình tác động cố định nghiên cứu

định lượng 27 doanh nghiệp ngành BĐS
niêm yết trên HOSE giai đoạn 2010-2019,
nghiên cứu tìm thấy: địn bẩy tài chính,
quy mơ doanh nghiệp, thời gian hoạt động
của doanh nghiệp, quy mô HĐQT, sự đa
dạng chủng tộc trong HĐQT, và tốc độ
tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tích cực tới
khả năng sinh lời của doanh nghiệp (ROE),
trong khi đó cấu trúc tài sản có ảnh hưởng
tiêu cực tới khả năng sinh lời của doanh
nghiệp BĐS.

24

Thứ hai, doanh nghiệp cần có định hướng
cơ cấu tài sản hợp lý, đặc biệt là vấn đề đầu
tư, sử dụng tài sản cố định (TSCĐ), theo đó
tăng hiệu quả quản lý, sử dụng và đầu tư
mới TSCĐ, thanh lý các tài sản đã lạc hậu,
lỗi thời, năng suất thấp…
Thứ ba, doanh nghiệp cần sử dụng đòn
bẩy tài chính hợp lý để nâng cao khả năng
sinh lời. Trong đó, doanh nghiệp cần đề ra
chiến lược cụ thể về việc sử dụng địn bẩy
tài chính để năng cao khả năng sinh lời như
sau:
(i) Cần có chủ trương linh hoạt trong quá
trình sử dụng nợ, hạn chế sử dụng nợ để tài
trợ cho các tài sản ngắn hạn khi chưa khai
thác hết hiệu suất sử dụng;

(ii) Cần linh hoạt trong việc sử dụng các
nguồn tài trợ vốn, cụ thể trong giai đoạn lãi

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 223- Tháng 12. 2020


NGÔ THỊ HẰNG - NGUYỄN THỊ THUỲ LINH

suất cho vay trên thị trường bất ổn, bên cạnh
việc hạn chế đi vay nợ, doanh nghiệp có thể
sử dụng hình thức huy động vốn khác như
phát hành thêm cổ phiếu cho nhân viên, các
nhà đầu tư chiến lược.
5. Hạn chế của nghiên cứu và hướng
nghiên cứu tiếp theo
Nghiên cứu này còn hạn chế về phạm vi
nghiên cứu khi mới chỉ tập trung nghiên
cứu vào các doanh nghiệp BĐS niêm yết
trên HOSE. Việc mở rộng phạm vi nghiên
cứu sang các doanh nghiệp BĐS niêm yết
trên Sở giao dịch Chứng khốn Hà Nội,
sẽ góp phần đưa lại những nhận định thực

nghiệm bao quát hơn và có nhiều ý nghĩa
hơn trong việc xác định các nhân tố ảnh
hưởng tới khả năng sinh lời của phần lớn
các doanh nghiệp BĐS tại Việt Nam.
Thêm vào đó, các nghiên cứu tiếp theo cũng
có thể cân nhắc mở rộng sử dụng các chỉ tiêu
khác đánh giá mức độ hiệu quả hoạt động

của các doanh nghiệp BĐS, thay vì sử dụng
chỉ tiêu khả năng sinh lời của các doanh
nghiệp BĐS (ROA, ROE), như chỉ tiêu giá
trị thị trường (Tobin’s Q), giá trị vốn hóa thị
trường..., nhằm tìm kiếm những đánh giá đa
dạng hơn về những nhân tố ảnh hưởng tới
hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
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 khốn 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 />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