Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở

75 © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số Xuân 212+213- Tháng 1&2. 2020 Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở Nguyễn Thị Hoa Hồng Nguyễn Thiên Hương Khoa Quản trị Kinh doanh, Đại học Ngoại thương Nguyễn Tiến Đạt Khoa Kế toán Kiểm toán, Học viện Ngân hàng Ngày nhận: 16/07/2019 Ngày nhận bản sửa: 08/08/2019 Ngày duyệt đăng: 18/09/2019 Bài viết nghiên cứu về sự ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động kinh doanh (HĐKD) của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở giai đoạn 2010- 2017. Kết quả nghiên cứu từ các mô hình hồi quy tác động cố định, ngẫu nhiên, kiểm định Hausman và Heckman 2 bước cho thấy các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trưởng mở mang đến những tác động tích cực tới hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp thông qua tiềm năng về lợi nhuận trong tương lai (chỉ số Tobin’s Q). Tuy nhiên, nghiên cứu vẫn chưa tìm thấy bằng chứng về các chỉ số ROA hay ROE sẽ Business operating performance of Vietnamese enterprises following open market share repurchase announcements The paper examines the impact on business operating performance of Vietnamese enterprises following open market share repurchase announcements in the period of 2010-2017. The empirical results from regression models including Fixed Effect, Random Effect, Hausman test and 2-step Heckman show that open market share repurchase announcements bring positive effects to business operating performance through potential future profits (Tobin’s Q index). However, the paper has found no evidence that ROA or ROE indicators will change after share repurchase announcements. In addition, the paper also points out the correlation relationship between firm size, profitability and financial leverage with business performance of enterprises in Vietnam. Keywords: Undervaluation hypothesis, firm performance, share repurchase annoucements, open market Hong Thi Hoa Nguyen Email: hongnth@ftu.edu.vn Foreign Trade University Dat Tien Nguyen Email: datnt@hvnh.edu.vn Banking Academy of Vietnam Huong Thien Nguyen Email: huongnt.fbaelite@gmail.com Foreign Trade University Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở 76 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020 thay đổi sau các thông báo mua lại cổ phiếu. Bên cạnh đó, nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ tương quan giữa quy mô doanh nghiệp, lợi nhuận và đòn bẩy tài chính với hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp. Từ khóa: Giả thuyết định giá thấp, hiệu quả hoạt động kinh doanh, thông báo mua lại cổ phiếu, thị trường mở. 1. Đặt vấn đề Việc các doanh nghiệp thực hiện phát hành cổ phiếu ra công chúng và thực hiện mua vào chính số cổ phiếu đó đã từ lâu không còn mới mẻ với các doanh nghiệp trên thế giới cũng như ở Việt Nam. Hoạt động này được thực hiện đa dạng dưới nhiều hình thức và đã trở thành một công cụ hiệu quả, được các nhà quản trị sử dụng với rất nhiều mục đích khác nhau. Trong giai đoạn 2010- 2017, khi thị trường tài chính toàn cầu bắt đầu bước vào giai đoạn phục hồi sau thời gian khủng hoảng từ năm 2007- 2009, tại nhiều quốc gia, những quy định liên quan đến giao dịch cổ phiếu, đặc biệt là giao dịch cổ phiếu quỹ đã được nới lỏng để kích thích hoạt động này được diễn ra thường xuyên. Chính nhờ điều này, bắt đầu từ năm 2013, ở một số thị trường tài chính lớn trên thế giới, trong đó có các nước thuộc khu vực Liên minh Châu Âu, hoạt động mua lại cổ phiếu đã diễn ra thường xuyên với quy mô lớn hơn hẳn so với giai đoạn trước đó (Blundell-Wignall & Roulet, 2013). Tuy nhiên, thực tế đã cho thấy, công cụ này không phải bao giờ cũng đem lại hiệu quả như mong đợi của nhà quản trị. Phản ứng của thị trường và nhà đầu tư với các thông báo mua lại cổ phiếu của doanh nghiệp không phải lúc nào cũng tích cực. Vì vậy, nghiên cứu tác động của hoạt động mua lại cổ phiếu lên hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp không chỉ có ý nghĩa với các nhà quản trị, cung cấp cho họ những hiểu biết để sử dụng công cụ này một cách hiệu quả hơn mà còn giúp các nhà đầu tư và thị trường có cái nhìn đúng đắn và toàn diện về hoạt động mua lại cổ phiếu của doanh nghiệp. Trên thế giới, ảnh hưởng của hoạt động mua lại cổ phiếu lên hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp đã thu hút được sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu. Đã có nhiều nghiên cứu tiêu biểu chỉ ra mối quan hệ tương quan giữa hoạt động mua lại cổ phiếu và hiệu quả HĐKD của các doanh nghiệp trên thế giới như Nohel và Tarhan (1998), Lie (2005), Gong và cộng sự (2008), Chandren và cộng sự (2017)... Ikenberry và cộng sự (1995) đã chỉ ra trong nghiên cứu của mình rằng, xét về hiệu quả hoạt động dài hạn, các doanh nghiệp mua lại cổ phiếu của chính mình sẽ thu về khoản lợi nhuận cao hơn tới 12% trong vòng 4 năm sau khi kết thúc chương trình mua lại, trong khi đó Chandren và cộng sự (2017) cũng đưa ra kết luận hoạt động mua lại cổ phiếu tích lũy làm gia tăng các chỉ số các chỉ số tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA), tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) hay chỉ số Tobin’s Q. Tại Việt Nam, quy mô của hoạt động mua lại cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết ngày càng gia tăng. Chỉ tính riêng trong giai đoạn 8 năm 2010- 2017, mỗi năm có khoảng gần 100 thông báo về việc doanh nghiệp thực hiện mua lại cổ phiếu được đưa ra và thực hiện, trong đó có rất nhiều thương vụ thành công, đem lại hiệu quả NGUYỄN THỊ HOA HỒNG - NGUYỄN TIẾN ĐẠT - NGUYỄN THIÊN HƯƠNG 77Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng tích cực trong cả ngắn hạn và dài hạn đối với doanh nghiệp. Tuy nhiên, hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp có được cải thiện sau các thông báo mua lại cổ phiếu hay không vẫn là một vấn đề được các nhà quản trị doanh nghiệp quan tâm. Hầu hết các thông báo mua lại cổ phiếu ở Việt Nam đều được thực hiện dưới hình thức mua lại cổ phiếu trên thị trường mở, trong đó không ràng buộc doanh nghiệp phải có nghĩa vụ hoàn thành việc mua lại đúng như kế hoạch công bố, qua đó những tác động của các thông báo này lại càng cần phân tích kỹ lưỡng để hoạt động mua lại cổ phiếu mang lại những hiệu quả như mong muốn cho doanh nghiệp. Vì vậy, việc nghiên cứu hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở mang ý nghĩa cả về lý luận và thực tiễn cho các doanh nghiệp niêm yết Việt Nam có cái nhìn tổng quát về mối quan hệ giữa mua lại cổ phiếu và hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp, qua đó giúp các nhà quản trị có quyết định chính xác khi thực hiện hoạt động này. 2. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 2.1. Mô tả dữ liệu Dữ liệu ban đầu bao gồm 766 thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2017 được thực hiện trên hai sàn HNX và HOSE tại Việt Nam do Công ty Cổ phần StoxPlus cung cấp. Tuy nhiên để phù hợp với mô hình và phương pháp nghiên cứu, nghiên cứu tiến hành loại bỏ một số mẫu không đủ điều kiện. Các điều kiện loại trừ bao gồm: (i) Nghiên cứu loại bỏ những doanh nghiệp có thời gian bắt đầu và kết thúc mua lại cổ phiếu trong hai năm tài chính khác nhau do nhóm tác giả chỉ nghiên cứu tác động ngắn hạn ngay trong năm doanh nghiệp thực hiện việc mua lại cổ phiếu; (ii) nghiên cứu loại bỏ các thông báo không có đủ thông tin để tính toán. Sau khi lọc dữ liệu, với những doanh nghiệp trong cùng một năm có nhiều lần thực hiện mua lại cổ phiếu, tác giả cộng gộp giá trị các lần mua vào đó để tính đại diện cho năm nghiên cứu. Mẫu nghiên cứu cuối cùng bao gồm 312 thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở giai đoạn 2010- 2017 tại Việt Nam. 2.2. Mô hình và phương pháp nghiên cứu Về mô hình kiểm định hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở tại Việt Nam, nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy đa biến với các biến đại diện cơ bản dựa trên nghiên cứu của Chandren và cộng sự (2017) cũng như tình hình thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu sẽ sử dụng kết hợp ba chỉ số ROE, ROA và Tobin’s Q để đại diện cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với các giả thuyết: Giả thuyết 1 (H1): Có mối quan hệ tương quan giữa các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở và kết quả HĐKD trong ngắn hạn dựa trên chỉ số tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE). Giả thuyết 2 (H2): Có mối quan hệ tương quan giữa các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở và kết quả HĐKD trong ngắn hạn dựa trên chỉ số tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA). Giả thuyết 3 (H3): Có mối quan hệ tương quan giữa các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở và kết quả HĐKD trong Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở 78 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020 ngắn hạn dựa trên chỉ số đánh giá của thị trường về tiềm năng lợi nhuận của doanh nghiệp trong tương lai (Tobin’s Q). Mô hình được xây dựng như sau: (1) ROE it = α 0 + α 1 BUY it + α 2 TA it + α 3 LEV it + α 4 PRO it + α 5 CAPEX it + α 6 OWN it + ε it (2) ROA it = α 0 + α 1 BUY it + α 2 TA it + α 3 LEV it + α 4 PRO it + α 5 CAPEX it + α 6 OWN it + ε it (3) TOB it = α 0 + α 1 BUY it + α 2 TA it + α 3 LEV it + α 4 PRO it + α 5 CAPEX it + α 6 OWN it + ε it i, t thể hiện doanh nghiệp i ở năm t Giải thích cách tính từng biến trong mô hình và dấu kỳ vọng của các biến độc lập tới biến phụ thuộc được tóm tắt ở Bảng 1. Về phương pháp ước lượng mô hình, nghiên cứu sử dụng mô hình tác động cố định (Fixed Effect Model- FEM) và tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model- REM), sau đó dùng kiểm định Hausman để kiểm tra tính phù hợp của 2 mô hình này. Bên cạnh đó, nhằm tránh hiện tượng ước lượng chệch do chọn mẫu, nghiên cứu sử dụng thêm phương pháp Heckman 2 bước với từng bước cụ thể như sau: Bước 1: Ước lượng hồi quy probit để lượng hóa yếu tố bị bỏ sót. Bước 2: Hồi quy phương trình nghiên cứu thêm 1 biến mới là tỷ lệ Mill nghịch đảo (IMR) để loại bỏ tính chệch do chọn mẫu. Sử dụng mô hình chọn (4) để nghiên cứu khả năng một quan sát có giá trị cổ phiếu mua vào hay không, từ đó ước lượng được tỷ lệ IMR: (4) BUYBACK it = α 0 + α 1 SIZE it + α 2 MTBV it + α 3 EPS it + α 4 CASH it + e it Các chỉ số i, t thể hiện quan sát liên quan đến doanh nghiệp i ở năm t. Ước lượng các mô hình nghiên cứu (1), (2), (3) ban đầu với thêm 1 biến mới là IMR bằng phương pháp Heckman 2 bước. Các biến và cách tính trong mô hình chọn được giải thích cụ thể trong Bảng 2. 3. Kết quả nghiên cứu 3.1. Kết quả nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) Bảng 1. Giải thích các biến và dấu kỳ vọng trong mô hình hồi quy Biến Giải thích Dấu kỳ vọng TOB (Giá trị vốn hóa + Nợ phải trả) / Tổng tài sản ROE Lợi nhuận sau thuế / Vốn chủ sở hữu ROA Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản TA Logarit tổng tài sản trong năm + PRO EBIT / doanh thu + LEV Tỷ lệ tổng nợ và tổng tài sản - BUY Logarit giá trị lượng cổ phiếu mua lại + OWN Tỷ lệ sở hữu nhà nước + CAPEX Chi phí vốn/Doanh thu - Nguồn: Nhóm tác giả tự xây dựng và tổng hợp NGUYỄN THỊ HOA HỒNG - NGUYỄN TIẾN ĐẠT - NGUYỄN THIÊN HƯƠNG 79Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Bảng 3 mô tả đặc điểm của các biến trong mô hình hồi quy phân tích hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp sau các thông báo mua lại cổ phiếu tại Việt Nam giai đoạn 2010- 2017. Giá trị trung bình của chỉ số Tobin’s Q (TOB) ở các doanh nghiệp là 1,222 nhưng giá trị trung vị là 0,975< 1 chứng tỏ phần lớn các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam hiện nay có giá thị trường thấp hơn giá trị thực. Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) trung bình đạt ở mức khoảng 0,158 hay về trung bình nếu như nhà đầu tư góp vốn vào doanh nghiệp 100 đồng thì sinh ra 15,8 đồng lợi nhuận thuần sau thuế thu nhập doanh nghiệp. Điều này có thể cho thấy, trong cùng năm tài chính với năm doanh nghiệp thông báo mua lại cổ phiếu, đa phần các doanh nghiệp sẽ đạt được tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu dương. Tuy nhiên sự chêch lệch về chỉ số này giữa các doanh nghiệp là rất lớn khi có công ty ở mức lỗ đến -133,9% nhưng cũng có doanh nghiệp đạt mức sinh lợi đến hơn 163,6%. Tỷ suất sinh lời trên tài sản ROA có giá trị trung bình là 0,085, cho thấy doanh nghiệp Việt Nam trung bình có thể tạo ra lợi nhuận ở mức 8,5% giá trị tài sản mà mình Bảng 2. Các biến trong mô hình chọn Heckman Biến Giải thích Biến phụ thuộc (nhận giá trị 1 nếu quan sát được lựa chọn, nhận giá trị 0 nếu ngược lại) BUYBACK Giá trị cổ phiếu mua vào Biến giải thích SIZE Logarit của doanh thu thuần CASH Tỷ lệ giữa khoản tiền mặt với tổng tài sản của doanh nghiệp EPS Lợi nhuận sau thuế/Tổng số cổ phiếu đang lưu hành MTBV Thị giá vốn /Vốn chủ sở hữu Nguồn: Nhóm tác giả tự xây dựng và tổng hợp Bảng 3. Thống kê mô tả các biến trong mô hình hồi quy Biến GT trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn GT nhỏ nhất GT lớn nhất OWN 0,182 0,060 0,232 0 0,967 TA 27,585 27,399 1,615 23,464 31,959 PRO 1,927 1,894 0,657 -0,298 9,328 BUY 20,397 21,027 3,514 9,449 29,413 CAPEX 0,053 0,092 9,757 0 0,203 LEV 0,466 0,470 0,210 0,007 0,942 ROE 0,158 0,141 0,150 -1,339 1,636 ROA 0,085 0,070 0,081 -0,244 0,512 TOB 1,222 0,975 0,843 0,406 7,422 Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata 13 Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở 80 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020 đang sở hữu, giai đoạn 2010- 2017. Chỉ số này là tích cực, tuy nhiên không phải là không có doanh nghiệp có chỉ số này giảm trong năm thực hiện mua lại cổ phiếu. Quy mô doanh nghiệp thể hiện ở trị giá tổng tài sản (TA), có mức độ trung bình là 27,585, trong đó giá trị nhỏ nhất là 23,464, giá trị lớn nhất là 31,959, điều này thể hiện trong tổng số 312 mẫu nghiên cứu, phần lớn các mẫu rơi vào trường hợp doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ. Điều này cũng cho thấy, phần lớn các doanh nghiệp vừa và nhỏ sẽ có xu hướng mua lại cổ phiếu của chính mình nhiều lần hơn, trong khi các doanh nghiệp lớn sẽ thận trọng hơn với quyết định này. Chỉ số PRO đại diện cho khả năng sinh lợi cũng có giá trị trung bình là 1,927> 0, cho thấy phần lớn các doanh nghiệp có chỉ số này tích cực, tức là có khả năng sinh ra lợi nhuận dương. Chi phí vốn trên doanh thu có giá trị trung bình bằng 0,053, chứng tỏ doanh nghiệp dành khoảng 5% trên tổng doanh thu của mình để đầu tư cho tài sản cố định. Trong các mẫu nghiên cứu, có doanh nghiệp dành tới 20% nhưng cũng có doanh nghiệp trong năm không đầu tư cho tài sản cố định hay tài sản dài hạn khác với giá trị lớn nhất của biến CAPEX là 0,203. Biến LEV đại diện cho chỉ số đòn bẩy vốn của doanh nghiệp có giá trị trung bình là 0,466< 0,470 là giá trị trung vị, chứng tỏ phần lớn chỉ số đòn bẩy của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu nằm ở mức vượt ngưỡng có thể kiểm soát. Tỷ lệ sở hữu nhà nước OWN có giá trị trung bình là 0,182 lớn hơn trung vị 0,06, chứng tỏ phần lớn các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có tỷ lệ sở hữu của nhà nước tương đối thấp. Tương quan Pearson giữa các biến trong mô hình hồi quy được trình bày ở Bảng 4. Bảng 4 cho thấy các cặp biến độc lập đều có mức độ tương quan không quá lớn (chưa đến 0,5) chứng tỏ rằng không có nhiều khả năng xảy ra hiện tượng tự tương quan trong các mô hình. Mặt khác, hệ số Pearson giữa các biến phụ thuộc là ROE, ROA và TOBINQ với các biến độc lập bao gồm biến BUY, TA, LEV, PRO, CAPEX và OWN cho thấy sự tương quan Bảng 4. Tương quan Pearson giữa các biến ROE ROA TOB BUY TA LEV PRO CAPEX OWN ROE 1,0000 ROA 0,7319 1,0000 TOB 0,4053 0,5341 1,0000 BUY 0,0763 0,0678 0,0898 1,0000 TA 0,0554 0,0008 0,3132 0,2731 1,0000 LEV -0,0277 -0,4239 -0,1156 -0,0068 0,2949 1,0000 PRO -0,2277 -0,2460 -0,1047 0,0427 0,0188 -0,0131 1,0000 CAPEX 0,1293 0,0796 0,1741 0,1453 0,2710 0,0948 -0,0489 1,0000 OWN 0,0405 0,0683 0,0937 -0,1010 0,0414 0,0430 -0,0188 0,0773 1,0000 Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata 13 NGUYỄN THỊ HOA HỒNG - NGUYỄN TIẾN ĐẠT - NGUYỄN THIÊN HƯƠNG 81Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng giữa các cặp biến trong mô hình, tuy nhiên có sự khác biệt về mối quan hệ tương quan thuận chiều và ngược chiều giữa các cặp biến ROA, ROE, TOBINQ với các biến PRO và CAPEX so với dấu kỳ vọng. Kết quả phân tích hồi quy tác động cố định, tác định ngẫu nhiên và kiểm định Hausman về hiệu quả HĐKD của doanh nghiệp sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở tại Việt Nam giai đoạn 2010- 2017 được trình bày ở Bảng 5. Bảng 5 cho thấy giá trị P-value của kiểm định F đều bằng 0,0000< 0,05 hay mô hình nghiên cứu với biến phụ thuộc ROE, ROA và Tobin’s Q là phù hợp. Ở mô hình 1, chỉ số R2= 0,322, chứng tỏ các biến độc lập có thể giải thích được khoảng 32,2% giá trị của biến phụ thuộc ROE. Ở mô hình số 2 và 3, các biến độc lập lần lượt giải thích được 6,8% và 8,1% ý nghĩa của biến phụ thuộc ROA và TOB. Ngoài phương pháp tác động cố định, nhóm tác giả đã ước lượng mô hình trên với phương pháp tác động ngẫu nhiên bằng kiểm định Hausman để tìm ra giá trị Prob>chi2. Kiểm định này cho giá trị lần lượt trong 3 mô hình là 0,0002; 0,0000 và 0,0003, đều nhỏ hơn 0,05, qua đó khẳng định phương pháp tác động cố định là phù hợp hơn phương pháp tác động ngẫu nhiên trong cả ba mô hình này. Bảng 5. Kết quả phân tích hồi quy Biến Biến phụ thuộc ROE Biến phụ thuộc ROA Biến phụ thuộc TOB FEM REM FEM REM FEM REM TA 0,018** -0,002 -0,007*** 0,006* 0,009** 0,199*** (0,62) (-0,84) (-0,59) (2,37) (0,53) (6,67) PRO -0,007* -0,020 -0,004 -0,032*** -0,003 -0,145* (-0,72) (-4,19) (-0,94) (-5,22) (-0,05) (-2,17) LEV 0,115 -0,024 -0,098** -0,181*** 0,004 -0,937** 1,36 (-0,81) (-2,27) (-9,11) (0,01) (-4,25) OWN 0,082 0,008 0,014 0,029 0,568 0,312 (0,44) (0,79) (0,15) (1,69) (0,43) (1,63) BUY 0,002 0,000 0,002 0,001 0,006** -0,001*** (0,88) (1,31) (1,22) (0,96) (0,28) (-0,04) CAPEX -0,109 0,033 -0,057 0,017 0,722 0,840 (-1,23) (0,44) (-1,25) (0,44) (1,15) (1,97) Hằng số -0,241 0,073 0,376 0,026 -1,281 -3,595 (-0,35) (0,50) (1,08) (0,38) (-0,27) (-4,65) R2 điều chỉnh 0,322 0,001 0,068 0,044 0,081 0,092 Prob > F 0,0000 0,0000 0,0000 Prob>chi2 0,0002 0,0000 0,0003 Ghi chú: *, ** và *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1% Nguồn: Nhóm tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata 13 Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Việt Nam sau các thông báo mua lại cổ phiếu trên thị trường mở 82 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 212+213- Tháng 1 & 2. 2020 Hệ số giữa ROE, TOB và biến TA đại diện quy mô doanh nghiệp là 0,018 và 0,009 ở mức ý nghĩa thống kê 5% chứng tỏ quy mô của doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực với hiệu quả sử dụng vốn cũng như đánh giá của thị trường về tiềm năng lợi nhuận trong tương lai của doanh nghiệp. Kết quả này hoàn toàn đồng thuận với kết quả nghiên cứu của Haniffa & Hudaib (2006) khi chỉ ra mối quan hệ tích cực giữa quy mô doanh nghiệp và hiệu quả sử dụng vốn. Có thể thấy ở Việt Nam, các doanh nghiệp càng lớn sẽ càng biết cách sử dụng nguồn vốn chủ sở hữu để sinh lời hiệu quả. Tuy nhiên, biến TA lại có tương quan ngược chiều với cả biến ROA ở mức ý nghĩa thống kê cao 1%, cho thấy các doanh nghiệp lớn đang không tạo được tỷ suất sinh lời trên tài sản tốt. Những doanh nghiệp c