Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp bằng chứng thực nghiệm tại VN

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -o0o- PHẠM HỒNG THANH TÂM MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -o0o- PHẠM HỒNG THANH TÂM MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Ngọc Định TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Để hồn thành chương trình cao học luận văn, nhận hướng dẫn, giúp đỡ góp ý nhiệt tình q thầy trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh, bạn bè, gia đình đồng nghiệp Trước tiên, tơi xin chân thành gửi lời cảm ơn đến PGS.TS Nguyễn Ngọc Định - người tận tình hướng dẫn tơi suốt q trình thực luận văn Cuối cùng, tơi xin gởi lời cảm ơn đến tất thầy tận tình giảng dạy hai năm học cao học Cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp ủng hộ, bên cạnh giúp đỡ, tạo điều kiện tốt cho tơi hồn thành luận văn TP Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2015 Học viên PHẠM HỒNG THANH TÂM MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục chữ viết tắt Danh mục bảng biểu Tóm tắt PHẦN 1: GIỚI THIỆU PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước PHẦN MƠ HÌNH, DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 Dữ liệu 20 3.2 Các biến sử dụng nghiên cứu 21 3.3 Mô hình giả thuyết nghiên cứu 29 3.4 Phương pháp nghiên cứu 31 PHẦN NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 4.1 Thống kê mô tả 36 4.2 Phân tích tương quan Pearson 40 4.3 Phân tích hồi quy 42 4.4 Kiểm định tính vững mơ hình 49 4.5 Kết nghiên cứu 50 4.6 So sánh với kết nghiên cứu giới 56 Phần 5: KẾT LUẬN 58 5.1 Kết luận kết nghiên cứu 58 5.2 Hàm ý sách 58 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 60 Hạn chế 60 Hướng phát triển đề tài 61 Danh mục tài liệu tham khảo Phụ lục DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT CACLR: Hệ số toán ngắn hạn CATAR: Tỷ số tài sản ngắn hạn tổng tài sản CCC: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt CLTAR: Tỷ số nợ ngắn hạn tổng tài sản DPO: Kỳ phải trả DR: Tỷ lệ tổng nợ tổng tài sản DSI: Kỳ lưu trữ hàng tồn kho DSO: Kỳ thu tiền bình quân ROA: Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản ROIC: Tỷ suất sinh lợi vốn đầu tư TQ: Hệ số Tobin’s Q VLC: Vốn luân chuyển DANH MỤC BẢNG BIỂU Hình 2.1: Chu kỳ luân chuyển tiền (CCC) chu kỳ kinh doanh Bảng 3.1: Công thức biến từ viết tắt 22 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến -36 Bảng 4.2: Phân tích tương quan Pearson biến mơ hình 40 Bảng 4.3: Kết hồi quy mơ hình phương pháp Fixed Effects -43 Bảng 4.4: Kết hồi quy mô hình phương pháp random effects -44 Bảng 4.5: Kết kiểm định Hausman mơ hình -44 Bảng 4.6: Kết hồi quy mơ hình FEM REM -46 Bảng 4.5: Kết hồi quy mơ hình phương pháp GLS -51 Bảng 4.8: Bảng so sánh kết nghiên cứu đề tài với nghiên cứu trước 56 TÓM TẮT Với liệu báo cáo tài 113 cơng ty sàn chứng khốn TP.HCM Hà Nội, đề tài nghiên cứu tác động việc quản trị vốn luân chuyển đến hiệu tài công ty Bằng phương pháp hồi quy theo pooled OLS, Fixed effects Random effects tác giả nhận thấy thành phần quản trị VLC có mối quan hệ ngược chiều với khả sinh lợi giá trị thị trường doanh nghiệp Điều ngụ ý rằng, công ty rút ngắn số ngày tồn kho kỳ phải thu khả sinh lời tăng Kết nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ nghịch chiều chu kỳ luân chuyển tiền mặt lên thành hoạt động công ty mẫu Ngoài ra, nghiên cứu mối quan hệ tỷ số tài sản ngắn hạn tỷ số nợ ngắn hạn với khả sinh lời tương quan dương tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều lên khả sinh lời với mức ý nghĩa cao, cịn hệ số tốn ngắn hạn lại không tương quan với hiệu tài cơng ty Do ngồi việc quản trị tốt vốn luân chuyển phải quản lý tốt nhân tố kể để làm tăng giá trị lợi nhuận công ty ngắn hạn dài hạn PHẦN 1: GIỚI THIỆU Vấn đề nghiên cứu Trong bối cảnh kinh tế toàn cầu gặp nhiều khó khăn, doanh nghiệp Việt Nam phải đối mặt với bất ổn tiềm ẩn nhiều rủi ro việc nâng cao hiệu hoạt động giá trị thị trường công ty mục tiêu hàng đầu giám đốc tài Trong đó, quản trị tốt vốn luân chuyển vấn đề doanh nghiệp hướng đến có tác động đến thành hoạt động cơng ty Do lượng tiền mặt hàng tồn kho dự trữ xem thích hợp để cơng ty vừa đảm bảo khả tốn ngắn hạn vừa có khoản đầu tư làm tăng giá trị công ty Chiến lược công ty phải cân hai mục tiêu tính khoản khả sinh lời công ty Chúng ta loại bỏ hoàn toàn mục tiêu nào, chẳng hạn bỏ qua khả sinh lời cơng ty khó lịng tồn trì hoạt động thời gian dài, cịn bỏ qua tính khoản công ty đối mặt với khả tốn khoản nợ đến hạn Vì quản trị vốn luân chuyển phần quan trọng cơng việc nhà quản lý, có ảnh hưởng đến tồn phát triển công ty Quản trị vốn luân chuyển để gia tăng khả sinh lời giá trị thị trường gọi chung hiệu tài điều kiện kinh tế vấn đề nan giải doanh nghiệp Mục tiêu nghiên cứu Bài nghiên cứu tập trung vào việc tìm mối quan hệ việc quản trị vốn luân chuyển lợi nhuận giá trị thị trường cơng ty Việt Nam từ đưa sách quản trị phù hợp để nâng cao lợi nhuận cơng ty tối đa hóa giá trị cổ đông Và để giải vấn đề này, tác giả đặt số câu hỏi liên quan sau: Thứ nhất, có hay khơng tồn mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển hiệu tài cơng ty Việt Nam? Thứ hai, tác động thành phần vốn luân chuyển lên hiệu tài cơng ty theo chiều độ lớn sao? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Mẫu liệu nghiên cứu gồm có 113 doanh nghiệp Việt Nam niêm yết hai sàn chứng khốn HNX HOSE Các cơng ty mẫu lựa chọn ngẫu nhiên từ nhiều ngành khác nhau, ngoại trừ công ty thuộc lĩnh vực tài chính, bảo hiểm, bất động sản Các số liệu thu thập từ báo cáo tài năm cơng khai website tài Những cơng ty đưa vào nghiên cứu phải có đầy đủ liệu giai đoạn 2008-2013, liên tục hoạt động giai đoạn tiếp tục hoạt động năm 2014 Phương pháp nghiên cứu Đề tài xem xét tác động biến đại diện cho thành phần vốn luân chuyển (kỳ phải thu, kỳ tồn kho, kỳ phải trả chu kỳ tiền mặt) lên biến đại diện cho khả sinh lợi (tỷ suất sinh lợi tổng tài sản, tỷ suất sinh lợi vốn đầu tư) giá trị thị trường công ty (hệ số Tobin Q) với biến kiểm soát ( hệ số toán ngắn hạn, tỷ số tài sản ngắn hạn tổng tài sản, tỷ số nợ ngắn hạn tổng tài sản tỷ số tổng nợ tổng tài sản) Phương pháp nghiên cứu sử dụng phân tích thống kê mơ tả, phân tích tương quan Pearson, hồi quy tuyến tính đa biến với liệu bảng (panel data) thực kiểm định để lựa chọn mơ hình phù hợp kiểm định tính vững kết Bố cục nghiên cứu: Bài nghiên cứu chia thành phần, nội dung phần sau:  Phần 1: Giới thiệu tổng quan nội dung luận văn vấn đề nghiên cứu, trình bày lý thực nghiên cứu  Phần 2: Tổng quan nghiên cứu nhà khoa học giới Việt Nam mối quan hệ quản trị VLC khả sinh lời công ty nhiều quốc gia với khoảng thời gian, loại hình cơng ty khác phương pháp khác  Phần 3: Trình bày liệu nghiên cứu phương pháp, phần giải thích mơ hình hồi quy sử dụng biến mơ hình, lý chọn biến đồng thời giải thích thời kì lấy mẫu nghiên cứu nguồn liệu Sau đó, trình bày phương pháp hồi quy Pooled OLS, REM, FEM kiểm định cần thực  Phần 4: Nội dung kết thực nghiệm, phần xem xét kết q trình nghiên cứu, bao gồm phân tích thống kê mơ tả, phân tích tương quan hồi quy đa biến Ngoài ra, phần xem xét tượng tự tương quan, đa cộng tuyến, phương sai thay đổi  Phần 5: Tổng kết vấn đề trình bày gồm có phát nghiên cứu số gợi ý sách, đồng thời hạn chế cịn gặp phải gợi ý hướng nghiên cứu reg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Source SS Model Residual Total df 11.7111778 124.525889 670 1.6730254 185859535 136.237066 677 201236435 tobinq Coef dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons MS -2.94e-06 -.0004688 0011859 0077374 1431491 -.2341375 -.3812653 1.288641 Std Err t 0000728 0002046 0003926 0151746 1323843 2257835 1642752 0825871 Number of F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| -0.04 -2.29 3.02 0.51 1.08 -1.04 -2.32 15.60 0.968 0.022 0.003 0.610 0.280 0.300 0.021 0.000 = = = = = = 678 9.00 0.0000 0.0860 0.0764 43111 [95% Conf Interval] -.000146 -.0008706 0004151 -.0220581 -.1167891 -.6774659 -.7038215 1.126481 -.000067 -.058709 1.45080 xtreg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, fe Fixed-effects (within) Group variable: mck R-sq: within between overall corr(u_i, Xb) tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons regression Numb of obs Numb of groups er Obs per group: avg ma x F(7,558) Prob > F = 0.0347 = 0.0311 = 0.0042 = -0.3428 Coef -.0001602 -.0004667 -.0001368 -.014808 -.1237455 2575723 -.0964181 1.242223 sigma_ 38294548 u 2954202 sigma_ e F test that all u_i=0: Std Err t 0000759 0002172 0004467 0164433 1822506 2613556 2443286 1392105 (fraction -2.11 -2.15 -0.31 -0.90 -0.68 0.99 -0.39 8.92 P>|t| 0.035 0.032 0.760 0.368 0.497 0.325 0.693 0.000 = = 67 113 = = = 6.0 = = 2.87 0.0060 [95% Conf Interval] -.0003093 -.0008933 -.0010143 -.0471064 -.4817266 -.2557888 -.5763343 968782 -.0000112 -.00004 1.51566 of variance due to u_i) F(112, 558) = 7.76 Prob > F = 0.0000 xtreg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: avg ma x Wal chi2(7) Prob > chi2 = = = 6.0 = = 17.12 0.0166 within = 0.0190 betwee = 0.0517 overall = 0.0395 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) tobinq Coef dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -.0001051 -.0004198 0003547 -.0106941 -.0583939 0954572 -.3811909 1.367042 sigma_u sigma_e rho 31049978 2954202 Std Err z 0000703 0002006 0004058 0151182 1490652 2334731 1889455 1053912 (fraction -1.49 -2.09 0.87 -0.71 -0.39 0.41 -2.02 12.97 P>|z| [95% Conf Interval] 0.135 0.036 0.382 0.479 0.695 0.683 0.044 0.000 of variance due -.0002428 -.000813 -.0004406 -.0403252 -.3505563 -.3621416 -.7515173 1.16048 -.000026 -.010864 1.57360 to u_i) hausman fixed Coefficients (B) (b) random fixed dsi dso dpo caclr catar cltar dtar -.0001602 -.0004667 -.0001368 -.014808 -.1237455 2575723 -.0964181 -.0001051 -.0004198 0003547 -.0106941 -.0583939 0954572 -.3811909 (b-B) Difference -.0000552 -.0000468 -.0004915 -.0041139 -.0653515 162115 2847728 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0000286 0000833 0001868 0064672 1048564 117461 1549066 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 28.91 Prob>chi2 = 0.0002 Phụ lục 2: Kết hồi quy theo biến độc lập ROA  Mơ hình 3: reg roa ccc caclr catar cltar dtar Source Model Residual Total roa ccc caclr catar cltar dtar _cons xtreg roa cc SS df MS 1.62931401 3.10051269 325862803 672 004613858 4.72982671 677 Coef .00698645 Std Err -.0000385 0038192 0297894 0054312 -.1921662 2088711 t 8.54e-06 0023893 0208393 0352781 0249834 0129776 c caclr catar cltar dtar, -4.51 1.60 1.43 0.15 -7.69 16.09 = 0.0967 within = 0.4068 betwee = 0.3077 n corr(u_i, Xb) roa ccc caclr catar cltar dtar _cons sigma_u sigma_e rho = 0.1229 Coef -.0000483 -.0005667 0715481 0212996 -.1678629 1758374 05389803 0491329 F test that all u_i=0: Std Err t 0000104 002663 0300566 0425315 0398975 0230208 (fraction P>|t| 0.000 0.110 0.153 0.878 0.000 0.000 = = = = = = -.0000553 -.0008721 -.0111285 -.0638374 -.2412211 1833896 -.0000217 -.1431113 2343526 -4.62 -0.21 2.38 0.50 -4.21 7.64 Numbe of obs Numbe of groups r Obs group: avg max = = 678 113 = = = 6.0 F(5,56 ) Prob > F = = 11.99 0.0000 P>|t| 0.000 0.832 0.018 0.617 0.000 0.000 of variance due F(112, 560) = 6.47 678 70.63 0.0000 0.3445 0.3396 06793 [95% Conf Interval] fe Fixed-effects (within) regression : mck Group variable R-sq: Number of F( 5, 672) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE [95% Conf Interval] -.0000688 -.0057974 0125106 -.0622412 -.24623 1306198 -.000027 -.089495 2210551 to u_i) Prob > F = 0.0000 xtreg roa ccc caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0924 between = 0.4548 overall = 0.3390 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) roa Coef ccc caclr catar cltar dtar _cons -.0000441 0007356 0455144 0119146 -.1932185 2047238 sigma_u sigma_e rho 04761658 0491329 Std Err 9.12e-06 0024232 0238475 0371636 0294344 0166365 (fraction Wald chi2(5) Prob > chi2 z -4.83 0.30 1.91 0.32 -6.56 12.31 P>|z| 0.000 0.761 0.056 0.749 0.000 0.000 of variance due = = 147.38 0.0000 [95% Conf Interval] -.000062 -.0040137 -.0012259 -.0609248 -.2509089 1721169 -.0000262 -.1355281 2373307 to u_i) hausman fixed Coefficients (b) (B) fixed random ccc caclr catar cltar dtar -.0000483 -.0005667 0715481 0212996 -.1678629 -.0000441 0007356 0455144 0119146 -.1932185 (b-B) Difference -4.17e-06 -.0013023 0260337 009385 0253556 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 5.08e-06 0011045 0182947 0206832 0269338 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.02 Prob>chi2 = 0.2192  Mơ hình 4: reg roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Source Model Residual Total roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons SS MS 1.68370406 3.04612264 240529152 670 004546452 4.72982671 677 Coef -.0000155 -.0001452 0001351 0040952 0269643 004058 -.1908339 2120644 xtreg roa dsi dso dpo caclr Fixed-effects (within) regres Group variable: mck R-sq: df 00698645 Std Err t 0000114 000032 0000614 0023733 0207053 0353131 0256931 0129168 roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -.0000384 -.0000669 -.0001 -.0009663 0767732 0116772 -.1492361 1745167 sigma_ 0550835 u 04895997 sigma_ e F test that all u_i=0: 0.173 0.000 0.028 0.085 0.193 0.909 0.000 0.000 = = = = = = 678 52.90 0.0000 0.3560 0.3492 06743 [95% Conf Interval] -.0000379 -.000208 0000145 -.0005649 -.0136907 -.0652797 -.2412825 1867021 6.83e-.000082 -.140385 2374268 catar cltar dtar, fe sion Number of obs Number of groups = = 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 F(7,558) Prob > F = 0.0682 Coef P>|t| -1.36 -4.54 2.20 1.73 1.30 0.11 -7.43 16.42 within = 0.1062 betwee = 0.3728 overall = 0.2881 corr(u_i, Xb) Number of F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Std Err t 0000126 000036 000074 0027252 0302044 0433144 0404926 0230713 (fraction -3.05 -1.86 -1.35 -0.35 2.54 0.27 -3.69 7.56 P>|t| 0.002 0.064 0.178 0.723 0.011 0.788 0.000 0.000 of variance due F(112, 558) = 6.36 = = 9.48 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000631 -.0001376 -.0002454 -.0063191 017445 -.0734021 -.2287726 1291994 -.000013 3.82e -.069699 219834 to u_i) Prob > F = 0.0000 xtreg roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R- sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0982 between = 0.4555 overall = 0.3415 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) roa Coef Wald chi2(7) Prob > chi2 Std Err z -2.76 -2.57 -0.20 0.13 2.03 -0.02 -6.03 12.49 P>|z| 0.006 0.010 0.843 0.898 0.042 0.982 0.000 0.000 = = 155.06 0.0000 [95% Conf Interval] dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -.0000315 -.0000833 -.000013 0003138 0483926 -.0008411 -.1810641 2069167 0000114 0000325 0000655 0024459 0238136 0376444 0300497 0165628 -.0000538 -.000147 -.0001414 -.0044802 0017188 -.0746227 -.2399605 1744542 sigma_u sigma_e rho 04610163 04895997 4699589 (fraction of variance due to u_i) -9.16e-06 -.0000197 -.1221678 2393792 hausman fixed Coefficients (B) (b) random fixed dsi dso dpo caclr catar cltar dtar -.0000384 -.0000669 -.0001 -.0009663 0767732 0116772 -.1492361 -.0000315 -.0000833 -.000013 0003138 0483926 -.0008411 -.1810641 (b-B) Difference -6.93e-06 0000165 -.000087 -.00128 0283806 0125182 031828 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 5.33e-06 0000155 0000345 0012016 01858 0214253 0271415 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.69 Prob>chi2 = 0.0092 Phụ lục 3: Kết hồi quy theo biến độc lập ROIC  Mô hình 5: reg roic ccc caclr catar cltar dtar Source Model Residual Total SS MS 1.81316234 5.37942783 672 362632468 008005101 7.19259017 677 01062421 roic ccc caclr catar cltar dtar _cons df Coef -.000047 -.000615 0631551 1393942 -.2875784 2064248 Std Err Number of obs = 678 F( 5, 672) = 45.30 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.2521 Adj R-squared = 0.2465 Root MSE = 08947 t 0000113 0031472 0274495 0464683 0329081 0170941 P>|t| -4.18 -0.20 2.30 3.00 -8.74 12.08 0.000 0.845 0.022 0.003 0.000 0.000 [95% Conf Interval] -.0000691 -.0067945 0092581 0481537 -.3521935 1728606 -.0000249 -.2229634 239989 xtreg roic ccc caclr catar cltar dtar, fe Fixed-effects (within) Group variable: mck R-sq: within between overall corr(u_i, Xb) roic ccc caclr catar cltar dtar _cons sigma_u sigma_e rho regression = 0.0975 = 0.2076 = 0.1612 = -0.1428 Coef -.0000783 -.0004029 0930078 228322 -.2260256 1281003 0719715 06843839 F test that all u_i=0: Std Err t 0000145 0037094 0418665 0592432 0555742 0320662 (fraction -5.38 -0.11 2.22 3.85 -4.07 3.99 Number of obs Number of groups = = 678 113 Obs per group: avg ma x F(5,560) Prob > F = = = = = 6.0 12.10 0.0000 P>|t| 0.000 0.914 0.027 0.000 0.000 0.000 of variance due F(112, 560) = 5.25 [95% Conf Interval] -.0001069 -.0076888 0107731 111956 -.335185 0651156 -.000049 -.116866 1910851 to u_i) Prob > F = 0.0000 xtreg roic ccc caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0855 between = 0.3467 overall = 0.2411 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) roic Coef Std Err ccc caclr catar cltar dtar _cons -.0000641 -.0005166 0628799 183531 -.2817654 1896121 0000124 0033195 0321228 0506364 0393662 0219749 sigma_u sigma_e rho 05792264 06843839 41735244 (fraction Wald chi2(5) Prob > chi2 z -5.16 -0.16 1.96 3.62 -7.16 8.63 P>|z| 0.000 0.876 0.050 0.000 0.000 0.000 of variance due = = 111.54 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000884 -.0070228 -.0000797 0842856 -.3589217 1465421 -.000039 -.204609 232682 to u_i) hausman fixed Coefficients (b) (B) fixed random ccc caclr catar cltar dtar -.0000783 -.0004029 0930078 228322 -.2260256 -.0000641 -.0005166 0628799 183531 -.2817654 (b-B) Difference -.0000143 0001138 0301279 044791 0557398 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 7.58e-06 0016553 0268502 0307524 0392275 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 13.46 Prob>chi2 = 0.0194  Mơ hình 6: reg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Source Model Residual Total SS MS 1.89678346 5.29580671 670 270969066 007904189 7.19259017 677 01062421 roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons df Coef -.0000179 -.0001791 0001573 -.0002674 0597126 1369047 -.2847607 2103486 Std Err Number of F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t 000015 0000422 000081 0031293 0273006 0465617 0338773 0170313 P>|t| -1.19 -4.24 1.94 -0.09 2.19 2.94 -8.41 12.35 = = = = = = 678 34.28 0.0000 0.2637 0.2560 08891 [95% Conf Interval] 0.233 0.000 0.052 0.932 0.029 0.003 0.000 0.000 -.0000474 -.0002619 -1.70e-06 -.0064119 0061075 0454804 -.351279 1769074 -.000096 -.218242 2437898 xtreg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: avg ma x F(7,558) Prob > F = = = 6.0 = = 9.93 0.0000 within = 0.1108 betwee = 0.1769 overall = 0.1455 corr(u_i, Xb) = -0.2262 roic Coef Std Err dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -.0000643 -.0000965 -.0001797 -.0008385 1003745 2154913 -.1958327 1250565 0000175 00005 0001029 0037879 0419833 0602059 0562836 0320686 sigma_u sigma_e rho 07474348 06805306 54675016 (fraction F test that all u_i=0: t -3.68 -1.93 -1.75 -0.22 2.39 3.58 -3.48 3.90 P>|t| 0.000 0.054 0.081 0.825 0.017 0.000 0.001 0.000 of variance due F(112, 558) = 5.23 [95% Conf Interval] -.0000986 -.0001948 -.0003818 -.0082788 0179098 0972333 -.3063863 0620666 -.00003 1.75e-06 -.085279 1880463 to u_i) Prob > F = 0.0000 xtreg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck R-sq: within between overall Random corr(u_i, X) = 0.0928 = 0.3473 = 0.2443 u_i ~ Gaussian = (assumed) roic Coef dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons sigma_ u sigma_ e -.0000457 -.0001181 -.000023 -.0011055 0670158 1650266 -.263991 1926007 0563814 06805306 Std Err z 0000156 0000444 0000893 0033408 0320598 0512123 0402699 0219117 (fraction -2.93 -2.66 -0.26 -0.33 2.09 3.22 -6.56 8.79 Number of obs Number of groups = = 678 113 Obs per group: avg ma x Wal chi2(7) Prob > chi2 = = = 6.0 = = 117.77 0.0000 P>|z| 0.003 0.008 0.797 0.741 0.037 0.001 0.000 0.000 [95% Conf Interval] -.0000763 -.0002052 -.000198 -.0076534 0041798 0646523 -.3429185 1496546 -.0000152 -.0000311 -.1850635 2355468 of variance due to u_i) hausman fixed Coefficients (b) (B) fixed random dsi dso dpo caclr catar cltar dtar -.0000643 -.0000965 -.0001797 -.0008385 1003745 2154913 -.1958327 -.0000457 -.0001181 -.000023 -.0011055 0670158 1650266 -.263991 (b-B) Difference -.0000186 0000216 -.0001566 000267 0333587 0504647 0681583 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 7.90e-06 000023 0000512 0017852 0271066 0316552 0393215 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 26.04 Prob>chi2 = 0.0005 Phụ lục 4: Kiểm định tính đa cộng tuyến vif Variable VIF cltar dtar catar caclr dso dpo dsi 7.37 4.83 2.82 2.40 1.90 1.78 1.45 Mean VIF 3.22 1/VIF 0.135665 0.206966 0.354972 0.415970 0.526066 0.561906 0.687644 Variable VIF 1/VIF cltar dtar catar caclr ccc 7.25 4.50 2.81 2.40 1.09 0.13795 0.22213 0.35561 0.41652 0.91464 Mean VIF 3.61 Phụ lục 5: Kiểm định tính tự tương quan xtserial tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 68.863 Prob > F = 0.0000 xtserial tobinq ccc caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 68.879 Prob > F = 0.0000 xtserial roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 50.492 Prob > F = 0.0000 xtserial roa ccc caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.606 Prob > F = 0.0000 xtserial roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.568 Prob > F = 0.0000 xtserial roic ccc caclr catar cltar dtar Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.462 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 6: Kiểm định phương sai thay đổi Mơ hình xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (113) Prob>chi2 = = 49352.1 0.0000 Mơ hình xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (113) = Prob>chi2 = 33242.44 0.0000 Mơ hình xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (113) = Prob>chi2 = 3.4e+05 0.0000 Mơ hình xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (113) = 53489.4 Prob>chi2 = 0.0000 Mơ hình xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (113) = Prob>chi2 = 46131.77 0.0000 ... VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -o0o- PHẠM HỒNG THANH TÂM MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI... Kiểm tra mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển (chu kỳ chuyển đổi tiền mặt) hiệu hoạt động (tỷ suất sinh lợi tài sản, tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần), mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển giá trị công... công nghiệp ảnh hưởng đến mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển lợi nhuận Qua kết thực nghiệm mở số hàm ý cho nhà quản lý cải thiện hiệu công ty cách quản trị vốn luân chuyển chẳng hạn cải thiện hiệu