Kết Quả Kiểm Định Mô Hình Tác Động Roe Ngắn Hạn

Trên thực tế, các khoản thu nhập phát sinh trong kỳ nhưng chưa có dòng tiền nhập quỹ tương ứng thường nằm dưới dạng khoản phải thu, chủ yếu là phải thu ngắn hạn đối với các doanh nghiệp CBTP. Do đó, có thể căn cứ vào kết quả kiểm định trên để suy luận hoặc đặt giả thuyết về một mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô và chất lượng các khoản phải thu ngắn hạn với khả năng sinh lời quý tiếp theo. Điều này có ý nghĩa quan trọng nhất định trong hoạch định chính sách bán hàng và quản lý phải thu của các doanh nghiệp CBTP.

 Tăng trưởng tài sản

Biến TAGR có hệ số dương với ý nghĩa thống kê rất cao trong mô hình k = 0, cho thấy tăng trưởng tài sản và khả năng sinh lời trong cùng kỳ có mối quan hệ cùng chiều chặt chẽ, tương đồng với các nghiên cứu trước đó của Espinosa (2015), Kotšina và Hazak (2012) và Kim (2001). Kết quả này không nhất thiết có nghĩa là gia tăng đầu tư vào tài sản thì sẽ làm tăng lợi nhuận ngay lập tức mà có thể chỉ là khi các công ty kinh doanh tốt, đạt lợi nhuận cao thì quy mô sẽ tăng theo. Trong một chừng mực nào đó, điều này có thể được giải thích khá đơn giản dựa trên quan hệ kế toán giữa lợi nhuận trong kỳ và giá trị sổ sách của tổng tài sản cuối kỳ.

Tuy nhiên, TAGR lại có độ tin cậy thống kê thấp trong tất cả các mô hình ROA kỳ sau (k = 1 → 4), cho thấy nhân tố tăng trưởng tài sản trong mỗi quý chưa gây ra tác động có ý nghĩa thống kê tới khả năng sinh lời (ROA) trong ngắn hạn. Sở dĩ như vậy là vì biến này được tính bằng tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản mà trong các khoản đầu tư vào tổng tài sản mỗi kỳ có thể có những khoản đầu tư dài hạn mà tác động của chúng tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp chỉ được quan sát thấy rõ trong dài hạn, qua nhiều năm thay vì phát huy tác dụng ngay trong các quý trước mắt.

 Cơ cấu vốn

Biến D (tính bằng công thức Nợ/VCSH) có độ tin cậy thống kê cao trong mô hình k = 0, 1 và 2, độ tin cậy thống kê thấp trong mô hình k = 3 và k = 4, cho thấy nhân tố cơ cấu vốn có tác động thực tế tới khả năng sinh lời của quý hiện tại và 2 quý tiếp theo nhưng tác động này không được duy trì sang các quý sau đó. Bên cạnh đó, dấu hệ số hồi quy của biến này trong các mô hình luôn thống nhất và âm: Tỷ trọng nợ cao có xu hướng làm giảm lợi nhuận quý hiện tại và hai quý sau (trong hai mô hình còn lại với k = 3 và 4, tuy hệ số không có ý nghĩa thống kê nhưng vẫn tiếp tục mang dấu âm). Điều này cho thấy nhìn chung các doanh nghiệp CBTP chưa tận dụng được lợi ích ngắn hạn từ đòn bẩy tài chính, thậm chí việc sử dụng nợ hiện đang là nguyên nhân góp phần làm giảm khả năng sinh lời từ quý này sang quý khác.

 Vốn lưu động ròng

Biến NWC có hệ số hồi quy dương với độ tin cậy thống kê cao trong các mô hình k = 0, 1 và 2, cho thấy nhân tố quy mô vốn lưu động ròng có quan hệ dương với ROA trong cùng quý cũng như 2 quý liên tiếp sau đó. Trong đó, độ tin cậy thống kê đạt mức cao nhất ở mô hình k = 0, cho thấy dường như việc tạo ra nhiều lợi nhuận hơn sẽ thúc đẩy các doanh nghiệp tích trữ thêm vốn lưu động ròng ở cuối kỳ với hy vọng duy trì được mức sinh lời này sang quý tiếp theo. Đồng thời, khả năng sinh lời thực tế của 2 quý liền sau đó được cải thiện khi doanh nghiệp cải thiện quy mô vốn lưu động ròng. Trong mô hình k = 3 và 4, biến này không có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên hệ số của nó vẫn là dương, thống nhất với trường hợp k = 0 đến 2. Như vậy, nhìn chung, vốn lưu động ròng đóng vai trò tích cực trong duy trì khả năng sinh lời của doanh nghiệp CBTP trong ngắn hạn. Đặc biệt, tác động có ý nghĩa thống kê nêu trên của vốn lưu động ròng tới khả năng sinh lời của hai quý sau là điều mà các nghiên cứu trước đây chưa khám phá (các nghiên cứu trước chỉ xét quan hệ giữa vốn lưu động với lợi nhuận cùng quý, chưa xét tới tác động của vốn lưu động tới lợi nhuận những quý sau).

 Quy mô

Biến lnTA có độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mô hình ROA ngắn hạn, cho thấy nhân tố quy mô doanh nghiệp thực sự gây ra tác động ngắn hạn tới khả năng sinh lời một cách liên tục trong nhiều quý liên tiếp. Bên cạnh đó, hệ số hồi quy của biến này luôn là âm, cho thấy những doanh nghiệp quy mô nhỏ hơn lại có xu hướng đảm bảo khả năng sinh lời tương lai tốt hơn những doanh nghiệp có quy mô lớn. Kết quả này tương tự nghiên cứu của Czarnitzki và Kraft (2010), Yoo và Kim (2015) nhưng lại khác với nghiên cứu của Evans và cộng sự (2017), Stierwald (2009). Kết quả thực nghiệm trên cho thấy dường như các doanh nghiệp chế biến thực phẩm tại Việt Nam đang gặp phải vấn đề phản quy mô kinh tế, trong đó quy mô doanh nghiệp lớn hơn không nhất thiết nghĩa là doanh nghiệp làm ăn hiệu quả hơn. Điều này có thể xảy ra nếu như những yếu tố đầu vào khác của quá trình sản xuất kinh doanh không được tăng cường một cách kịp thời và tương xứng với sự gia tăng tài sản, khiến cho sự kết hợp giữa chúng chưa đạt được mức tối ưu.

 Đa dạng hóa kinh doanh

Biến entropy có ý nghĩa thống kê trong mô hình k = 0 với hệ số dương, cho thấy mức đa dạng hóa kinh doanh có tác động tích cực tới khả năng sinh lời trong kỳ. Khi doanh nghiệp kết hợp giữa duy trì hoạt động kinh doanh truyền thống của mình với mở rộng sang một số lĩnh vực khác bao gồm cả đầu tư tài chính, nguồn thu nhập sẽ trở nên

đa dạng và ổn định hơn, góp phần cải thiện tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Cũng có thể hiểu rằng trong thời gian vừa qua, chiến lược đa dạng hóa kinh doanh đã giúp các doanh nghiệp CBTP cải thiện khả năng sinh lời tổng thể của mình.

4.1.3.2. Mô hình tác động ROE

Bảng 4.5. Kết quả kiểm định mô hình tác động ROE ngắn hạn

k=0		k=1		k=2		k=3		k=4
	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE
ROE	-	-	-0.6996545***	0.23139	0.3566106***	0.03155	-0.31100	0.32963	-0.01928	0.06371
ACCR	0.3188267**	0.11807	0.03351	0.02492	0.00399	0.01946	-0.04760	0.04292	0.01888	0.03154
TAGR	0.1277691**	0.04740	0.0590504***	0.01661	0.01988	0.03808	-0.06007	0.03768	-0.01786	0.01668
D	-0.05239	0.04269	-0.03730	0.05427	0.03493	0.04777	0.01821	0.03954	0.1048929*	0.05800
NWC	0.0491089***	0.00418	0.0326469*	0.01900	0.0387424***	0.00652	0.03933	0.04805	-0.0254324*	0.01261
lnTA	-0.00135	0.00698	-0.028432***	0.00996	-0.0148313**	0.00549	-0.0289549**	0.01191	-0.0215939**	0.00819
entropy	0.00544	0.02244	-0.09220	0.12150	0.04259	0.05491	-0.05661	0.05354	0.02151	0.02328

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 197 trang tài liệu này.

*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

 Lợi nhuận quá khứ

Biến ROE có độ tin cậy thống kê cao trong các mô hình k = 1 và 2, cho thấy nhân tố lợi nhuận hiện tại có tác động thực tế tới khả năng sinh lời (ROE) của 2 quý liên tiếp sau đó. Tuy nhiên, dấu hệ số của biến này không thống nhất giữa hai mô hình: Âm khi k = 1 nhưng dương khi k = 2, tức mối quan hệ giữa ROE hiện tại với ROE tương lai có sự đảo chiều từ quý thứ nhất sang quý thứ hai. Dấu hệ số của biến này trong mô hình ROE với k = 1 cũng khác so với mô hình với ROA k = 1 nêu trên. Điều này có thể là do sự khác biệt trong cách đo lường khả năng sinh lời bằng ROE với ROA và những nhân tố chi phối biến động của chúng. Theo DuPont, cả ROA và ROE đều bị chi phối bởi hiệu quả quản lý chi phí và hiệu quả sử dụng tài sản, nhưng riêng ROE còn bị chi phối thêm bởi cơ cấu vốn. Sự gia tăng của tỷ suất sinh lời đo bằng ROE đôi khi bị khuếch đại bởi sự thay đổi cơ cấu vốn theo hướng tăng tỷ trọng nợ, tuy nhiên sự gia tăng suất sinh lời xuất phát từ nguyên nhân này thường không bền vững, khó được duy trì sang nhiều kỳ tiếp theo, thậm chí trong tương lai gánh nợ chi phí vốn vay có thể làm giảm tỷ suất sinh lời. Sau khi hiệu ứng tăng ROE do thay đổi cơ cấu vốn mất đi, chỉ còn lại phần gia tăng ROE bền vững do cải thiện hiệu quả quản lý chi phí và hiệu quả sử dụng tài sản là còn tồn tại. Giả thuyết này có thể lý giải phần nào sự đảo dấu của biến ROE nêu trên.

Tóm lại, đến đây có thể thấy rằng trong ngắn hạn lợi nhuận quý trước có thể tác

động tới khả năng sinh lời tương lai, đặc biệt là đối với quý ngay sau đó (k = 1). Với các

quý còn lại, sự tác động này không thể hiện rõ nét bằng. Hiện tượng lợi nhuận quý trước có tương quan dương với lợi nhuận của quý sau đó đúng 1 năm (mô hình ROA), ví dụ quý I năm nay và quý I năm sau cùng có lợi nhuận thấp, quý IV năm nay và quý IV năm sau đều có lợi nhuận cao, … còn có thể là do tính mùa vụ của ngành thực phẩm khiến diễn biến lợi nhuận của các doanh nghiệp trong ngành ít nhiều có tính chu kỳ.

 Cấu trúc lợi nhuận

Biến ACCR chỉ có độ tin cậy thống kê cao trong mô hình ROE với k = 0, đồng thời hệ số hồi quy của biến này là dương, tương đồng với kết quả ước lượng trước đó của biến ACCR trong mô hình ROA với k = 0. Điều này một lần nữa khẳng định tác động ngắn hạn tích cực của lợi nhuận dồn tích tới khả năng sinh lời tương lai của doanh nghiệp, tuy tác động này không được duy trì qua nhiều quý.

Nhìn chung, trong nhóm mô hình ROE, tác động ngắn hạn của cấu trúc lợi nhuận và các khoản dồn tích không được thể hiện rõ như trong nhóm mô hình ROA.

 Tăng trưởng tài sản

Biến TAGR có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê trong các mô hình ROE với k = 0 và 1 nhưng lại có độ tin cậy thống kê thấp trong các mô hình ROE còn lại. Đối chiếu với kết quả ước lượng của biến này trong mô hình ROA ngắn hạn nêu trên (cũng được phát hiện là chỉ có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROA với k = 0), có thể kết luận rằng về cơ bản nhân tố tăng trưởng tài sản trong quý hiện tại trên thực tế chưa tác động tới khả năng sinh lời trong các quý tiếp theo trong phạm vi 1 năm. Nguyên nhân đã được giải thích ở trên. Nhìn chung, tăng trưởng tài sản chỉ thể hiện rõ mối quan hệ thống kê với lợi nhuận trong cùng kỳ.

 Cơ cấu vốn

Tác động của biến D (tính bằng công thức Nợ/Tổng tài sản) chỉ có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROE với k = 4, khi đó hệ số hồi quy của biến mang dấu dương ám chỉ tác động tích cực của tỷ trọng nợ tới khả năng sinh lời (ROE) của quý thứ 4 tính từ thời điểm hiện tại. Tuy nhiên trong tất cả các mô hình tác động ROE ngắn hạn còn lại (k = 0 đến 3) biến này lại có độ tin cậy thống kê thấp. Kết quả này khác với kết quả kiểm định nhân tố cơ cấu vốn trong nhóm mô hình tác động ROA ngắn hạn ở phần trên (biến D có ý nghĩa thống kê trong các mô hình ROA ngắn hạn với k = 0, 1 và 2), nguyên nhân một phần có thể do cách tính biến D trong hai nhóm mô hình này khác nhau để hạn chế vấn đề đa cộng tuyến. Khi tỷ trọng nợ tăng, chi phí tài chính tăng theo khiến lợi nhuận sau thuế giảm. Tuy nhiên sự thay đổi trong cơ cấu vốn không nhất thiết dẫn tới sự thay đổi trong quy mô tổng tài sản. Do đó, cơ cấu vốn thay đổi chắc chắn làm tử số ROA thay

đổi nhưng mẫu số thì không, hệ quả là ROA sẽ thay đổi. Điều này lý giải cho ý nghĩa thống kê cao của nhân tố cơ cấu vốn trong một số mô hình ROA ngắn hạn nêu trên. Tuy nhiên, với chỉ tiêu ROE thì khác. Khi tỷ trọng và quy mô nợ tăng, quy mô VCSH sẽ giảm, do đó cả tử số và mẫu số ROE đều giảm. Sự giảm giá trị của mẫu số (VCSH) có thể cân bằng phần nào tác động của sự giảm giá trị tử số (LNST), do đó nhìn chung tỷ số ROE có thể không thay đổi nhiều như ROA và điều này lý giải phần nào tại sao tác động của cơ cấu vốn được thể hiện rõ trong một số mô hình ROA nhưng trong mô hình ROE thì không.

 Vốn lưu động ròng

Biến NWC có độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mô hình ROE ngắn hạn ngoại trừ trường hợp k = 3, cho thấy nhân tố quy mô vốn lưu động ròng ở cuối quý hiện tại gây ra tác động khá xuyên suốt tới khả năng sinh lời (ROE) của các quý tiếp theo trong phạm vi 1 năm. Về chiều tác động, ngoại trừ trường hợp k = 4, dấu hệ số hồi quy của biến NWC trong các mô hình ROE luôn dương, ám chỉ rằng sự gia tăng của tỷ lệ vốn lưu động ròng sẽ có xu hướng làm tăng ROE của các quý tiếp theo, trùng khớp với kết quả kiểm định nhân tố vốn lưu động ròng trong nhóm mô hình ROA nêu trên. Do đó, có thể khẳng định rằng nhân tố vốn lưu động ròng thực tế có tác động tích cực tới khả năng sinh lời trong ngắn hạn. Vận dụng lý thuyết về quản lý tài sản ngắn hạn, cũng có thể suy diễn rằng tài sản lưu động của các doanh nghiệp CBTP trong thời gian vừa qua chưa vượt quá mức tối ưu đến mức sự gia tăng của chúng có thể làm giảm tỷ suất lợi nhuận của doanh nghiệp.

 Quy mô doanh nghiệp

Biến lnTA có ý nghĩa thống kê trong tất cả các mô hình ROE ngoại trừ trường hợp k = 0. Bên cạnh đó, dấu hệ số hồi quy của biến này trong tất cả các mô hình ROE ngắn hạn đều là âm, hoàn toàn trùng khớp với kết quả kiểm định trước đó của nhóm mô hình ROA. Như vậy, có thể khẳng định nhân tố quy mô thực sự tác động tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp trong ngắn hạn bất kể lợi suất được đo lường bằng ROA hay ROE và tác động này rõ ràng là tiêu cực, minh chứng cho sự tồn tại của hiện tượng phản quy mô kinh tế mà các doanh nghiệp CBTP gặp phải trong thời gian qua.

 Đa dạng hóa kinh doanh

Biến entropy có độ tin cậy thống kê thấp trong các mô hình ROE, tuy nhiên hệ số của nó trong mô hình k = 0 vẫn là dương, tương tự mô hình ROA. Vậy, nếu tạm thời không xét đến các mô hình k > 0 thì đa dạng hóa kinh doanh không làm suy giảm khả năng sinh lời của doanh nghiệp, dù lợi suất được đo bằng ROA hay ROE. Điều này một

lần nữa ủng hộ nhận định rằng đa dạng hóa giúp giảm rủi ro và ổn định lợi nhuận cho doanh nghiệp.

4.2. Kết quả kiểm định mô hình tác động dài hạn

4.2.1. Thống kê mô tả

Bảng 4.6. Thống kê mô tả - Mô hình tác động dài hạn

Biến

Trung bình	Độ lệch chuẩn	Min	Max
ROA	.088	.094	-.317	.722
ROE	.16	.189	-1.292	1.174
ACCR †	.024	.195	-1.859	.739
ACCR ‡	.077	.481	-2.792	1.985
TAGR	.408	2.271	-.674	45.179
D (=Nợ/VCSH)	1.434	2.021	.022	29.234
D (=Nợ/Tổng tài sản)	.477	.202	.022	.967
NWC †	.219	.206	-.325	.95
NWC ‡	.31	.672	-9.321	1.732
lnTA	13.395	1.584	8.854	18.098
DIV	.931	7.957	-2.342	173.004

Ký hiệu † hàm ý rằng chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mô hình tác động ROA ngắn hạn, ‡ hàm ý chỉ tiêu được tính theo cách quy ước trong mô hình tác động ROE ngắn hạn

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

Kết quả thống kê mô tả của 503 quan sát cho thấy phần nào về quy mô, mức biến động và phân phối xác suất của giá trị các biến độc lập thay đổi giữa các đối tượng quan sát và theo từng năm. Hai biến đại diện cho khả năng sinh lời là ROA và ROE lần lượt có giá trị tối thiểu là -0,317 (-31,7%) và -1,292 (-129,2%), giá trị tối đa là 0,722 (72,2%) và 1,174 (117,4%). Những giá trị này cùng với độ lệch chuẩn của chúng cũng phần nào cho thấy biên độ dao động của khả năng sinh lời của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết tại Việt Nam trong thời gian là rất rộng, có những doanh nghiệp trong năm kinh doanh khó khăn nhất đã bị thua lỗ nặng, ngược lại có những doanh nghiệp rất

thành công khi tạo ra lợi nhuận ở mức rất cao trong một năm nào đó. Giá trị bình quân của hai chỉ tiêu này lần lượt là 0,088 (8,8%) và 0,16 (16%). Trên cơ sở so sánh giá trị bình quân của ROA và ROE, có thể suy luận ra hệ số nhân vốn chủ sở hữu bình quân của các doanh nghiệp này trong giai đoạn nghiên cứu là khoảng 1,82, hệ số nợ/tổng tài sản bình quân khoảng gần 0,5 – cho thấy cơ cấu vốn của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm nói chung cân bằng giữa nợ và vốn chủ sở hữu. Sự biến động về khả năng sinh lời còn được phản ánh gián tiếp qua các giá trị tối thiểu, tối đa và bình quân của tỷ trọng lợi nhuận dồn tích. Một số doanh nghiệp có tỷ lệ lợi nhuận dồn tích âm là do lợi nhuận kế toán trong kỳ bị âm, tuy nhiên bên cạnh đó trường hợp lợi nhuận dồn tích dương vẫn phổ biến hơn, bằng chứng là giá trị bình quân của tỷ lệ lợi nhuận dồn tích của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm vẫn đạt mức 0,024 và 0.077 tùy theo quy ước cách tính trong mỗi mô hình.

Các biến còn lại gồm TAGR, D, NWC, lnTA và DIV cũng có biên độ rộng, thể hiện ở chênh lệch giữa giá trị min và max cùng với độ lệch chuẩn của chúng, cho thấy tuy thuộc cùng một ngành nghề nhưng các doanh nghiệp chế biến thực phẩm vẫn có những khác biệt lớn về thực trạng tài chính và kết quả kinh doanh, đồng thời những yếu tố này ở mỗi doanh nghiệp cũng thay đổi đáng kể qua các năm. Theo đó, một số doanh nghiệp rơi vào tình trạng đáng lo ngại khi giá trị TAGR và NWC bị âm, đồng nghĩa với quy mô doanh nghiệp (thể hiện qua giá trị tổng tài sản) chẳng những không được mở rộng mà còn bị thu hẹp, vốn lưu động ròng bị âm do tài sản ngắn hạn không đủ để trang trải các nghĩa vụ thanh toán trong ngắn hạn, đồng thời vốn dài hạn không đủ để tài trợ cho các tài sản dài hạn. Đây là dấu hiệu của khó khăn nghiêm trọng trong hoạt động kinh doanh và cơ cấu tài trợ nhiều rủi ro. Tuy nhiên, tình trạng này không quá phổ biến bởi giá trị bình quân của hai biến này vẫn là dương trong giai đoạn trên. Bên cạnh đó, với một số quan sát biến DIV có giá trị âm cũng là điều bất thường bởi doanh nghiệp trong trường hợp đó tuy bị thua lỗ nhưng vẫn chi trả được cổ tức, suy ra doanh nghiệp đã phải lệ thuộc vào những nguồn khác thay vì lợi nhuận ròng để có thể chi trả các khoản cổ tức này – điều này có thể gây ảnh hưởng đến khả năng tích lũy lợi nhuận trong lâu dài của doanh nghiệp.

4.2.2. Ma trận tương quan

Các bảng 4.7 và 4.8 thể hiện ma trận tương quan giữa các biến độc lập của mô hình tác động ROA và ROE dài hạn.

Bảng 4.7. Ma trận tương quan - Mô hình tác động ROA dài hạn

Biến

(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
(1) ROA	1,000
(2) ACCR	0,211	1,000
(3) TAGR	0,262	0,240	1,000
(4) D	-0,324	-0,049	-0,044	1,000
(5) NWC	0,436	0,182	0,097	-0,541	1,000
(6) lnTA	0,029	-0,048	-0,041	0,004	-0,203	1,000
(7) DIV	-0,062	-0,014	-0,015	0,047	-0,095	0,047	1,000

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

Bảng 4.8. Ma trận tương quan - Mô hình tác động ROE dài hạn

Biến

(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
(1) ROE	1,000
(2) ACCR	0,287	1,000
(3) TAGR	0,225	0,268	1,000
(4) D	-0,172	0,002	-0,068	1,000
(5) NWC	0,388	0,307	0,056	-0,426	1,000
(6) lnTA	-0,013	-0,056	-0,041	0,071	-0,046	1,000
(7) DIV	-0,057	-0,015	-0,015	0,073	-0,080	0,047	1,000

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

Hai ma trận tương quan trên cho thấy tương quan giữa các biến độc lập của mô hình tác động ROA và ROE dài hạn là thấp – đều dưới 0,7, do đó hiện tượng đa cộng tuyến trong các mô hình này là không đáng lo ngại. Trước đó biến D đại diện cho cơ cấu vốn đã được thử tính theo công thức D = Nợ/Tổng tài sản trong mô hình ROA và Nợ/VCSH trong mô hình ROE, tuy nhiên lại phát sinh tương quan cao với biến NWC nên được thay thế ngược lại (D = Nợ/VCSH trong mô hình ROA và Nợ/Tổng tài sản trong mô hình ROE), về bản chất vẫn thể hiện được cơ cấu vốn của doanh nghiệp.