(Luận văn) ảnh hưởng của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp dệt may niêm yết trên thị trường chứng khoán tại việt nam

1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HCM NGUYỄN THỊ TRÚC ANH lu an va n ẢNH HƯỞNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN gh tn to KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP DỆT p ie MAY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN d oa nl w TẠI VIỆT NAM an lu nf va LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG z at nh oi lm ul z gm @ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2019 m co l NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM an Lu BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO n va ac th si TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HCM NGUYỄN THỊ TRÚC ANH ẢNH HƯỞNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN lu an KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP DỆT va n MAY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN to p ie gh tn TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài Chính - Ngân Hàng Mã ngành: 34 02 01 d oa nl w LUẬN VĂN THẠC SĨ lu nf va an Người hướng dẫn khoa học: TS.TRẦN TRỌNG HUY z at nh oi lm ul TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2019 z m co l gm @ an Lu n va ac th si i TÓM TẮT Quản trị vốn lưu động sách xem xét ưu tiên hàng đầu nhà quản trị doanh nghiệp Trong trình quản trị vốn lưu động, doanh nghiệp phải có đánh đổi đảm bảo tính khoản lợi nhuận đặt Với mục tiêu đánh giá tác động việc quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi doanh nghiệp dệt may, nghiên cứu xem xét mẫu nghiên cứu gồm 30 doanh nghiệp dệt may niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010 – 2018 Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến theo lu phương pháp bình phương tối thiểu thơng thường (Pooled OLS), mơ hình tác động an cố định (FEM), mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) phương pháp bình phương va n tối thiểu tổng quát (GLS) Thời gian luân chuyển tiền bình quân (CCC) ba thành tn to phần cấu thành nên chu thời gian luân chuyển tiền bình quân thời gian thu tiền bình ie gh quân (AR), thời gian tồn kho bình qn (INV), thời gian tốn bình qn (AP) p biến độc lập sử dụng để đánh giá hiệu quản trị vốn lưu động 02 w biến phụ thuộc sử dụng nghiên cứu tỷ suất sinh lời tài sản (ROA) oa nl tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE) để đại diện cho tiêu đo lường khả d sinh lợi doanh nghiệp Ngoài ra, tác giả cịn đưa vào mơ hình hồi quy lu nf va an 04 biến kiểm soát tỷ lệ toán hành (CR), Tỷ lệ nợ (DR), tỷ lệ tài sản cố định (FATA), tỷ lệ tăng trưởng doanh thu (SG) Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ lm ul ngược chiều ROA ROE với 03 biến thời gian tồn kho bình quân, thời gian z at nh oi thu tiền bình quân thời gian luân chuyển tiền bình quân, riêng biến thời gian tốn bình qn khơng có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy doanh nghiệp dệt may quản trị vốn lưu động theo cách có lợi Để nâng cao khả z sinh lợi, cơng ty giảm thời gian luân chuyển tiền bình quân, giảm thời @ l gm gian tồn kho thời gian thu hồi cơng nợ khách hàng m co Từ khóa: Quản trị vốn lưu động, khả sinh lợi, doanh nghiệp dệt may an Lu n va ac th si ii LỜI CAM ĐOAN Tôi tên Nguyễn Thị Trúc Anh, học viên lớp cao học CH19B1, Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Tơi xin cam đoan luận văn chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung công bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn Nếu có chép bất hợp lệ nào, xin hoàn toàn chịu trách nhiệm lu an Thành phố Hồ Chí Minh, ngày….tháng….năm 2019 va n Trân trọng, p ie gh tn to d oa nl w Nguyễn Thị Trúc Anh nf va an lu z at nh oi lm ul z m co l gm @ an Lu n va ac th si iii LỜI CÁM ƠN Quá trình học tập rèn luyện trường Đại học Ngân Hàng Thành phố Hồ Chí Minh khoảng thời gian vơ q báu hữu ích em Hai năm theo học chương trình đào tạo thạc sĩ chun ngành Tài Chính Ngân Hàng, ngồi cố gắng thân, cịn có động viên, giúp đỡ lớn từ thầy cơ, gia đình, bạn bè để em hồn thành tốt chương trình học tập trường Lời đầu tiên, em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Ban giám hiệu, quý thầy cô trường Đại học Ngân Hàng Thành phố Hồ Chí Minh tận tình truyền đạt kiến thức chuyên sâu lĩnh vực Tài Chính - Ngân Hàng, học kinh nghiệm lu an thực tế để em áp dụng vào mơi trường làm việc học tập sau n va Bên cạnh đó, em xin gửi lời cảm ơn chân thành, lời tri ân sâu sắc đến Tiến Sĩ Trần tn to Trọng Huy giúp đỡ, chia sẻ tận tình hướng dẫn để em hồn thành luận Với thời gian kiến thức hạn chế, luận văn tốt nghiệp tránh p ie gh văn cách tốt w khỏi sai sót Em mong nhận ý kiến đóng góp từ Hội Đồng phản oa nl biện quý thầy cô để em tiếp tục phát triển luận văn tích lũy thêm kinh d nghiệm hữu ích cho trình nghiên cứu làm việc sau an lu Em xin chân thành cảm ơn nf va lm ul Thành phố Hồ Chí Minh, ngày… tháng….năm 2019 Trân trọng, z at nh oi z m co l gm @ Nguyễn Thị Trúc Anh an Lu n va ac th si iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Nguyên nghĩa tiếng việt STT Từ viết tắt lu an Thời gian thu tiền bình quân AR Thời gian tốn bình qn AP Thời gian ln chuyển tiền bình qn Hiệp định Đối tác Tồn diện Tiến xuyên Thái Bình Dương Tỷ lệ toán hành CR Tỷ lệ nợ DR n va CCC CPTPP tn to Hiệp định Thương mại tự châu Âu – Việt p ie gh FATA Mơ hình tác động cố định FEM oa nl w Tỷ lệ tài sản cố định EVFTA Nam 10 Phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát 11 Thời gian tồn kho bình quân 12 Phương pháp bình phương tối thiểu thơng thường 13 Mơ hình tác động ngẫu nhiên REM 14 Tỷ suất sinh lời Tổng tài sản ROA 15 Tỷ suất sinh lời Vốn chủ sở hữu 16 Tỷ lệ tăng trưởng doanh thu d GLS an lu INV nf va z at nh oi lm ul Pooled OLS z gm @ ROE m co l SG an Lu n va ac th si v MỤC LỤC TÓM TẮT i LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CÁM ƠN iii Hiệp định Thương mại tự châu Âu – Việt Nam iv DANH MỤC CÁC BẢNG, SƠ ĐỒ, HÌNH ix CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu tổng quát: 1.2.2 Mục tiêu cụ thể: lu 1.1 an n va gh tn to Câu hỏi nghiên cứu p ie 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu w 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa khoa học đóng góp đề tài 1.7 Kết cấu đề tài d oa nl 1.5 nf va an lu lm ul CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC z at nh oi Quản trị vốn lưu động 2.1.1 Vốn lưu động cấu phần vốn lưu động 2.1.2 Quản trị vốn lưu động 10 2.2 Tổng quan sở lý thuyết đo lường hiệu hoạt động thước đo z 2.1 l gm @ Tổng quan vai trò đo lường hiệu hoạt động doanh nghiệp 14 an Lu 2.2.1 m co hiệu doanh nghiệp 14 n va ac th si vi Các phương pháp đo lường hiệu hoạt động doanh nghiệp Error! 2.2.2 Bookmark not defined 2.2.3 Phương thức đo lường hiệu hoạt động sử dụng nghiên cứu 16 2.3 Mối liên hệ quản trị vốn lưu động khả sinh lời doanh nghiệp 34 2.4 Tổng quan nghiên cứu liên quan đến đề tài 17 2.4.1 Các tiền nghiên cứu trước 17 lu an CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 37 Quy trình nghiên cứu 37 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 39 gh Các mơ hình hồi quy sử dụng nghiên cứu 40 3.4 Các biến đưa vào nghiên cứu: 41 n va 3.1 tn to 3.3 p ie Các giả thiết nghiên cứu: 48 3.6 Mơ hình đưa vào nghiên cứu 48 d oa nl w 3.5 lu nf va an CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 51 Sơ lược chuỗi dệt may Việt Nam 51 4.2 Cơ hội thách thức ngành dệt may tham gia hiệp định thương mại 52 4.2.1 Hiệp định Thương mại tự châu Âu – Việt Nam (EVFTA) 52 4.2.2 Hiệp định Đối tác Toàn diện Tiến xuyên Thái Bình Dương z at nh oi lm ul 4.1 z @ l gm (CPTPP) 53 Thách thức ngành dệt may Việt Nam 54 4.3 Thực trạng quản lý vốn lưu động công ty dệt may thị trường chứng m co 4.2.3 an Lu khoán Việt Nam 54 n va ac th si vii Tình hình biến động khả sinh lời doanh nghiệp dệt may niêm 4.3.1 yết thị trường chứng khoán từ năm 2010 đến năm 2018 54 Tình hình biến động thời gian thu tiền bình quân doanh nghiệp dệt 4.3.2 may niêm yết thị trường chứng khoán từ năm 2010 đến năm 2018 56 Tình hình biến động thời gian tồn kho bình quân doanh nghiệp dệt 4.3.3 may niêm yết thị trường chứng khoán từ năm 2010 đến năm 2018 57 Tình hình biến động thời gian tốn bình qn doanh nghiệp dệt 4.3.4 may niêm yết thị trường chứng khoán từ năm 2010 đến năm 2018 58 Tình hình biến động thời gian luân chuyển tiền bình quân doanh lu 4.3.5 an va nghiệp dệt may niêm yết thị trường chứng khoán từ năm 2010 đến năm n 2018 59 to tn Tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lời doanh 4.3.6 gh p ie nghiệp dệt may niêm yết thị trường chứng khoán giai đoạn từ năm 2010 w đến năm 2018 61 Kết nghiên cứu 63 4.4.1 Thống kê mô tả liệu 63 4.4.2 Phân tích tương quan 66 4.4.3 Kết hồi quy lựa chọn mơ hình 68 4.4.4 Kiểm định vi phạm hồi quy đa biến 73 4.4.5 Khắc phục mơ hình 74 4.4.6 Phân tích kết hồi quy 75 d oa nl 4.4 nf va an lu z at nh oi lm ul z gm @ CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 82 Kết luận 82 5.2 Khuyến nghị 83 m co l 5.1 an Lu TÀI LIỆU THAM KHẢO 90 n va ac th si viii Phụ lục 01: Danh mục công ty mẫu nghiên cứu 94 Phụ lục 02: Thống kê mô tả biến 96 Phụ lục 03: Phân tích tương quan Pearson 97 Phụ lục 04: Kiểm định tương quan thơng quan nhân tử phóng đại VIF 98 Phụ lục 05: Kết hồi quy mơ hình 01 100 Phụ lục 06: Kết hồi quy mơ hình 02 102 Phụ lục 07: Kết hồi quy mơ hình 03 104 lu Phụ lục 08: Kết hồi quy mơ hình 04 106 an n va Phụ lục 09: Kết kiểm định mơ hình 01 108 tn to Phụ lục 10: Kết kiểm định mơ hình 02 110 gh Phụ lục 11: Kết kiểm định mơ hình 03 112 p ie Phụ lục 12: Kết kiểm định mơ hình 04 114 nl w Phụ lục 13: Kiểm định phương sai thay đổi 116 d oa Phụ lục 14: Kiểm định tự tương quan 118 nf va an lu Phụ lục 15: Khắc phục vi phạm hồi quy 119 z at nh oi lm ul z m co l gm @ an Lu n va ac th si 108 Phụ lục 09: Kết kiểm định mơ hình 01 Lựa chọn Pool Ols FEM xtreg ROA CCC SG DR FATA CR,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: FIRM1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.2080 between = 0.1568 overall = 0.1927 corr(u_i, Xb) = = 225 30 = avg = max = 7.5 = = 9.98 0.0000 F(5,190) Prob > F = -0.1063 Coef CCC SG DR FATA CR _cons -.00032 0158081 -.1532128 0220383 -.0062513 1908735 0001009 0105405 0311755 0281269 004824 0252579 sigma_u sigma_e rho 04623092 03712179 60799437 (fraction of variance due to u_i) lu ROA Std Err t P>|t| an n va -3.17 1.50 -4.91 0.78 -1.30 7.56 [95% Conf Interval] 0.002 0.135 0.000 0.434 0.197 0.000 -.0005189 -.0049834 -.2147074 -.0334428 -.0157668 1410515 Prob > F = 0.0000 gh tn to F test that all u_i=0: F(29, 190) = 9.43 -.000121 0365995 -.0917182 0775193 0032643 2406954 p ie P_value < 0.05  bác bỏ H0  chọn mơ hình FEM (1*) Lựa chọn mơ hình FEM REM nl w hausman FEM REM d oa nf va an lu Coefficients (b) (B) FEM REM -.0003498 -.0003232 -.0001458 0146397 -.1358083 -.0071295 -.007235 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0000203 0000392 0001076 -.0009577 -.0117528 025897 0004671 0000922 0000513 0001832 0040305 0159384 0126499 0017706 z at nh oi -.0003701 -.000284 -.0000382 0136819 -.1475611 0187675 -.0067679 lm ul INV AR AP SG DR FATA CR (b-B) Difference z b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic gm Ho: @ Test: m co l chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.82 Prob>chi2 = 0.4478 an Lu P_value > 0.05  chấp nhận H0  chọn mơ hình REM (1**) n va ac th si 109 Lựa chọn mơ hình Pool Ols REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[FIRM1,t] = Xb + u[FIRM1] + e[FIRM1,t] Estimated results: Var ROA e u Test: sd = sqrt(Var) 0038019 0013809 0016862 0616597 0371601 0410639 Var(u) = lu chibar2(01) = Prob > chibar2 = an 141.58 0.0000 va n P_value F = -0.1063 Coef CCC SG DR FATA CR _cons -.00032 0158081 -.1532128 0220383 -.0062513 1908735 0001009 0105405 0311755 0281269 004824 0252579 sigma_u sigma_e rho 04623092 03712179 60799437 (fraction of variance due to u_i) lu ROA Std Err t P>|t| an n va -3.17 1.50 -4.91 0.78 -1.30 7.56 [95% Conf Interval] 0.002 0.135 0.000 0.434 0.197 0.000 -.0005189 -.0049834 -.2147074 -.0334428 -.0157668 1410515 gh tn to F test that all u_i=0: F(29, 190) = 9.43 -.000121 0365995 -.0917182 0775193 0032643 2406954 Prob > F = 0.0000 ie p P_value < 0.05  bác bỏ H0  chọn mô hình FEM (2*) oa nl w Lựa chọn mơ hình FEM REM hausman FEM REM d nf va an lu Coefficients (b) (B) FEM REM -.0003481 0146822 -.1406586 001079 -.0069095 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0000282 0011258 -.0125542 0209592 0006582 0000613 0034105 0149686 0123759 0016188 z at nh oi -.00032 0158081 -.1532128 0220383 -.0062513 lm ul CCC SG DR FATA CR (b-B) Difference z b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic m chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.40 Prob>chi2 = 0.4938 co l gm Ho: @ Test: an Lu P_value > 0.05  chấp nhận H0  chọn mơ hình REM (2**) n va ac th si 111 Lựa chọn mơ hình Pool Ols REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[FIRM1,t] = Xb + u[FIRM1] + e[FIRM1,t] Estimated results: Var ROA e u Test: sd = sqrt(Var) 0038019 001378 0018706 0616597 0371218 0432506 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 160.83 0.0000 lu an P_value F = -0.1878 Coef INV AR AP SG DR FATA CR _cons -.0010655 -.0009591 -.0000812 0336675 -.1595236 0249044 -.0049078 4127978 0004221 0003595 0009266 0313344 0919929 0830066 0141623 0782264 sigma_u sigma_e rho 11534118 10812404 53226281 (fraction of variance due to u_i) lu ROE Std Err t P>|t| an n va 0.012 0.008 0.930 0.284 0.085 0.764 0.729 0.000 -.0018982 -.0016683 -.001909 -.0281447 -.3409945 -.1388397 -.0328452 2584835 ie gh tn to -2.52 -2.67 -0.09 1.07 -1.73 0.30 -0.35 5.28 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 p F test that all u_i=0: F(29, 188) = 5.78 -.0002327 -.0002499 0017465 0954798 0219473 1886485 0230296 5671121 nl w P_value < 0.05  bác bỏ H0  chọn mơ hình FEM (3*) d oa Lựa chọn mơ hình FEM REM hausman FEM REM lu nf va an Coefficients (b) (B) FEM REM -.0009054 -.0010141 -.0003447 0429657 -.0555481 -.0610508 -.008717 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0001601 000055 0002635 -.0092982 -.1039756 0859552 0038092 0002939 0001664 0005958 0125989 0519208 0418843 0058076 z at nh oi -.0010655 -.0009591 -.0000812 0336675 -.1595236 0249044 -.0049078 lm ul INV AR AP SG DR FATA CR (b-B) Difference z b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: gm @ Test: difference in coefficients not systematic m co l chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 10.19 Prob>chi2 = 0.1780 an Lu P_value > 0.05  chấp nhận H0  chọn mơ hình REM (3**) n va ac th si 113 Lựa chọn mơ hình Pool Ols REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[FIRM1,t] = Xb + u[FIRM1] + e[FIRM1,t] Estimated results: Var ROE e u Test: sd = sqrt(Var) 0248845 0116908 009021 1577482 108124 0949792 Var(u) = lu chibar2(01) = Prob > chibar2 = an 72.51 0.0000 va n P_value F = -0.1881 Coef CCC SG DR FATA CR _cons -.0010053 0384778 -.1772626 0371539 -.0038414 38311 0002935 0306652 0906983 0818289 0140344 0734823 sigma_u sigma_e rho 12017208 10799765 55320544 (fraction of variance due to u_i) lu ROE Std Err t P>|t| an n va p ie gh tn to -3.43 1.25 -1.95 0.45 -0.27 5.21 0.001 0.211 0.052 0.650 0.785 0.000 [95% Conf Interval] -.0015842 -.0220102 -.3561675 -.124256 -.0315247 2381641 F test that all u_i=0: F(29, 190) = 6.29 -.0004265 0989659 0016422 1985637 023842 528056 Prob > F = 0.0000 nl w d oa P_value < 0.05  bác bỏ H0  chọn mơ hình FEM (4*) hausman FEM REM nf va an lu Lựa chọn mơ hình FEM REM Coefficients (b) (B) FEM REM CCC SG DR FATA CR -.0010053 0384778 -.1772626 0371539 -.0038414 z at nh oi lm ul (b-B) Difference -.0010017 0401188 -.0731938 -.0329676 -.0078585 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -3.60e-06 -.0016409 -.1040688 0701215 0040172 000198 0108015 0490399 0409959 0053391 z Ho: difference in coefficients not systematic m chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 8.26 Prob>chi2 = 0.1426 co l Test: gm @ b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg an Lu P_value > 0.05  chấp nhận H0  chọn mơ hình REM (4**) n va ac th si 115 Lựa chọn mơ hình Pool Ols REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[FIRM1,t] = Xb + u[FIRM1] + e[FIRM1,t] Estimated results: Var ROE e u Test: sd = sqrt(Var) 0248845 0116635 0100323 1577482 1079977 1001616 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 79.78 0.0000 lu an P_value chibar2 = tn to 141.58 0.0000 p ie gh P_value chibar2 = m co l P_value chibar2 = an 72.51 0.0000 va n P_value chibar2 = P_value F = 0.5634 P_value >0.05  chấp nhận giả thuyết H0  khơng có tượng tự tương quan Mơ hình lu xtserial ROA CCC SG DR FATA CR an n va ie gh tn to Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 28) = 0.317 Prob > F = 0.5780 p P_value >0.05  chấp nhận giả thuyết H0  khơng có tượng tự tương quan oa nl w Mơ hình xtserial ROE INV AR AP SG DR FATA CR d lu nf va an Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 28) = 7.448 Prob > F = 0.0108 lm ul P_value >0.05  bác bỏ giả thuyết H0  có tượng tự tương quan z at nh oi Mơ hình xtserial ROE CCC SG DR FATA CR z @ m co l gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 28) = 7.237 Prob > F = 0.0119 an Lu P_value >0.05  bác bỏ giả thuyết H0  có tượng tự tương quan n va ac th si 119 Phụ lục 15: Khắc phục vi phạm hồi quy Mơ hình xtgls ROA INV AR AP SG DR FATA CR,panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation lu Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = an Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) Prob > chi2 n va 30 p ie gh tn to 225 30 = = = = = 7.5 977.20 0.0000 oa nl w = = Coef d ROA Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] an lu -6.40 -13.79 0.16 2.83 -7.98 -6.30 -0.07 12.42 z at nh oi lm ul 00005 000038 0001031 005502 0151055 0115276 004601 0168127 z 0.000 0.000 0.874 0.005 0.000 0.000 0.944 0.000 -.0004176 -.0005986 -.0001857 00479 -.1502138 -.0951942 -.0093401 1758754 -.0002218 -.0004497 0002184 0263573 -.0910013 -.0500068 0086957 24178 m co l gm @ -.0003197 -.0005241 0000164 0155736 -.1206076 -.0726005 -.0003222 2088277 nf va INV AR AP SG DR FATA CR _cons an Lu n va ac th si 120 Mơ hình xtgls ROA CCC SG DR FATA CR,panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation lu Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = an Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 n va 30 p ie gh tn to 225 30 = = = = = 7.5 278.19 0.0000 Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 0000259 0053863 0141566 0085348 0049685 0159691 -14.28 1.82 -7.53 -5.78 0.31 10.95 0.000 0.068 0.000 0.000 0.760 0.000 z at nh oi z -.0003698 0098228 -.1065868 -.0493732 001518 1747883 lm ul CCC SG DR FATA CR _cons nf va an lu ROA d oa nl w = = -.0004205 -.0007342 -.1343332 -.0661012 -.00822 1434896 -.000319 0203798 -.0788405 -.0326452 011256 2060871 m co l gm @ an Lu n va ac th si 121 Mơ hình xtgls ROE INV AR AP SG DR FATA CR,panels(h) corr(ar1) force Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5566) lu Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = an 30 n va Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(7) Prob > chi2 p ie gh tn to = = 225 30 = = = = = 7.5 119.03 0.0000 nl w Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] d oa ROE -.0006303 -.0009519 0002023 0139161 0637068 -.116671 0049233 2782799 0001288 0001768 0004108 013554 0430496 0455104 0061064 0432748 nf va an lu -4.90 -5.38 0.49 1.03 1.48 -2.56 0.81 6.43 0.000 0.000 0.622 0.305 0.139 0.010 0.420 0.000 z at nh oi lm ul INV AR AP SG DR FATA CR _cons -.0008827 -.0012983 -.0006028 -.0126492 -.020669 -.2058697 -.0070449 1934628 -.000378 -.0006054 0010073 0404815 1480825 -.0274722 0168915 363097 z m co l gm @ an Lu n va ac th si 122 Mơ hình xtgls ROE CCC SG DR FATA CR,panels(h) corr(ar1) force Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.6121) lu Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = an Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 n va 30 p ie gh tn to 225 30 = = = = = 7.5 86.63 0.0000 ROE d oa nl w = = Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] an lu -.0007233 014646 0530643 -.0877293 005686 2543544 0001041 0128449 0437546 045194 0061157 0410863 nf va -6.95 1.14 1.21 -1.94 0.93 6.19 0.000 0.254 0.225 0.052 0.353 0.000 z at nh oi lm ul CCC SG DR FATA CR _cons -.0009274 -.0105295 -.0326932 -.1763078 -.0063006 1738267 -.0005193 0398216 1388217 0008493 0176725 334882 z m co l gm @ an Lu n va ac th si