(Luận văn) mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp bằng chứng thực nghiệm tại việt nam

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep -o0o- w n lo ad PHẠM HỒNG THANH TÂM ju y th yi pl ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep -o0o- w n lo ad ju y th PHẠM HỒNG THANH TÂM yi pl ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh z Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng z k jm ht vb Mã số: 60340201 gm om l.c LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Ngọc Định n va ey t re TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN t to ng hi Để hồn thành chương trình cao học luận văn, nhận ep hướng dẫn, giúp đỡ góp ý nhiệt tình q thầy trường Đại Học Kinh Tế w Thành Phố Hồ Chí Minh, bạn bè, gia đình đồng nghiệp n lo ad y th Trước tiên, xin chân thành gửi lời cảm ơn đến PGS.TS Nguyễn Ngọc ju Định - người tận tình hướng dẫn tơi suốt trình thực luận văn yi pl ua al Cuối cùng, xin gởi lời cảm ơn đến tất thầy tận tình giảng n n va dạy hai năm học cao học Cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp ln ủng hộ, ll fu bên cạnh giúp đỡ, tạo điều kiện tốt cho tơi hồn thành luận văn oi m at nh z TP Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2015 z vb ht Học viên k jm om l.c gm n a Lu PHẠM HỒNG THANH TÂM n va y te re MỤC LỤC t to ng hi ep Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục chữ viết tắt Danh mục bảng biểu Tóm tắt w n lo ad PHẦN 1: GIỚI THIỆU .1 ju y th PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY yi 2.1 Khung lý thuyết pl al 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước đây: n ua PHẦN MƠ HÌNH, DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .20 va 3.1 Dữ liệu 20 n 3.2 Các biến sử dụng nghiên cứu 21 fu ll 3.3 Mô hình giả thuyết nghiên cứu .29 m oi 3.4 Phương pháp nghiên cứu 31 at nh PHẦN NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 z 4.1 Thống kê mô tả 36 z vb 4.2 Phân tích tương quan Pearson 40 ht 4.3 Phân tích hồi quy 42 jm 4.4 Kiểm định tính vững mơ hình 49 k gm 4.5 Kết nghiên cứu 50 l.c 4.6 So sánh với kết nghiên cứu giới 56 om Phần 5: KẾT LUẬN .58 a Lu 5.1 Kết luận kết nghiên cứu 58 5.2 Hàm ý sách .58 n y te re Hướng phát triển đề tài 61 n Hạn chế 60 va 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 60 Danh mục tài liệu tham khảo Phụ lục DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT t to ng hi ep Hệ số toán ngắn hạn CATAR: Tỷ số tài sản ngắn hạn tổng tài sản w CACLR: n lo ad CCC: Chu kỳ luân chuyển tiền mặt y th CLTAR: Tỷ số nợ ngắn hạn tổng tài sản ju yi 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 pl DPO: n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG BIỂU t to ng hi ep Hình 2.1: Chu kỳ luân chuyển tiền (CCC) chu kỳ kinh doanh Bảng 3.1: Công thức biến từ viết tắt 22 w n lo Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 36 ad Bảng 4.2: Phân tích tương quan Pearson biến mơ hình -40 y th ju Bảng 4.3: Kết hồi quy mơ hình phương pháp Fixed Effects 43 yi pl Bảng 4.4: Kết hồi quy mơ hình phương pháp random effects 44 al n ua Bảng 4.5: Kết kiểm định Hausman mơ hình -44 va Bảng 4.6: Kết hồi quy mô hình FEM REM 46 n ll fu Bảng 4.5: Kết hồi quy mơ hình phương pháp GLS 51 m oi Bảng 4.8: Bảng so sánh kết nghiên cứu đề tài với nghiên cứu trước nh at -56 z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to ng hi ep Với liệu báo cáo tài 113 cơng ty sàn chứng khoán TP.HCM Hà Nội, đề tài nghiên cứu tác động việc quản trị vốn luân w chuyển đến hiệu tài cơng ty Bằng phương pháp hồi quy theo n lo pooled OLS, Fixed effects Random effects tác giả nhận thấy thành phần ad y th quản trị VLC có mối quan hệ ngược chiều với khả sinh lợi giá trị ju thị trường doanh nghiệp Điều ngụ ý rằng, công ty rút ngắn số ngày yi tồn kho kỳ phải thu khả sinh lời tăng Kết nghiên cứu pl ua al cho thấy tồn mối quan hệ nghịch chiều chu kỳ luân chuyển tiền mặt n lên thành hoạt động cơng ty mẫu Ngồi ra, nghiên cứu n va mối quan hệ tỷ số tài sản ngắn hạn tỷ số nợ ngắn hạn với khả ll fu sinh lời tương quan dương tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều lên oi m khả sinh lời với mức ý nghĩa cao, hệ số tốn ngắn hạn lại khơng nh tương quan với hiệu tài cơng ty Do ngồi việc quản trị tốt vốn at ln chuyển cịn phải quản lý tốt nhân tố kể để làm tăng giá trị lợi z z nhuận công ty ngắn hạn dài hạn ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHẦN 1: GIỚI THIỆU t to ng hi Vấn đề nghiên cứu ep 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 w n việc nâng cao hiệu hoạt động giá trị thị trường công ty lo ad mục tiêu hàng đầu giám đốc tài Trong đó, quản trị tốt vốn luân y th chuyển vấn đề doanh nghiệp hướng đến có tác động đến ju thành hoạt động công ty Do lượng tiền mặt hàng tồn kho dự trữ yi pl xem thích hợp để cơng ty vừa đảm bảo khả al ua tốn ngắn hạn vừa có khoản đầu tư làm tăng giá trị công ty n Chiến lược công ty phải cân hai mục tiêu tính khoản va n khả sinh lời công ty Chúng ta loại bỏ hoàn toàn mục fu ll tiêu nào, chẳng hạn bỏ qua khả sinh lời cơng ty khó m oi lịng tồn trì hoạt động thời gian dài, cịn bỏ qua tính at nh khoản công ty đối mặt với khả tốn khoản nợ đến hạn Vì z quản trị vốn luân chuyển phần quan trọng cơng việc nhà z vb quản lý, có ảnh hưởng đến tồn phát triển công ty Quản trị vốn luân ht chuyển để gia tăng khả sinh lời giá trị thị trường gọi chung jm k hiệu tài điều kiện kinh tế vấn đề nan giải om l.c Mục tiêu nghiên cứu gm doanh nghiệp Bài nghiên cứu tập trung vào việc tìm mối quan hệ việc quản a Lu trị vốn luân chuyển lợi nhuận giá trị thị trường cơng ty Việt n y Thứ nhất, có hay không tồn mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển te re Và để giải vấn đề này, tác giả đặt số câu hỏi liên quan sau: n công ty tối đa hóa giá trị cổ đơng va Nam từ đưa sách quản trị phù hợp để nâng cao lợi nhuận hiệu tài công ty Việt Nam? t to Thứ hai, tác động thành phần vốn luân chuyển lên hiệu tài ng hi cơng ty theo chiều độ lớn sao? ep Đối tượng phạm vi nghiên cứu w Mẫu liệu nghiên cứu gồm có 113 doanh nghiệp Việt Nam niêm yết n lo hai sàn chứng khoán HNX HOSE Các công ty mẫu lựa chọn ngẫu ad y th nhiên từ nhiều ngành khác nhau, ngoại trừ cơng ty thuộc lĩnh vực tài chính, ju bảo hiểm, bất động sản Các số liệu thu thập từ báo cáo tài yi năm cơng khai website tài Những công ty đưa vào pl ua al nghiên cứu phải có đầy đủ liệu giai đoạn 2008-2013, liên tục hoạt n động giai đoạn tiếp tục hoạt động năm 2014 va n Phương pháp nghiên cứu ll fu Đề tài xem xét tác động biến đại diện cho thành phần oi m vốn luân chuyển (kỳ phải thu, kỳ tồn kho, kỳ phải trả chu kỳ tiền mặt) lên at nh biến đại diện cho khả sinh lợi (tỷ suất sinh lợi tổng tài sản, tỷ suất sinh z lợi vốn đầu tư) giá trị thị trường công ty (hệ số Tobin Q) với biến z kiểm soát ( hệ số toán ngắn hạn, tỷ số tài sản ngắn hạn tổng tài sản, tỷ số vb ht nợ ngắn hạn tổng tài sản tỷ số tổng nợ tổng tài sản) jm k Phương pháp nghiên cứu sử dụng phân tích thống kê mơ tả, phân gm tích tương quan Pearson, hồi quy tuyến tính đa biến với liệu bảng (panel data) vững kết y  Phần 2: Tổng quan nghiên cứu nhà khoa học giới te re nghiên cứu, trình bày lý thực nghiên cứu n  Phần 1: Giới thiệu tổng quan nội dung luận văn vấn đề va Bài nghiên cứu chia thành phần, nội dung phần sau: n a Lu Bố cục nghiên cứu: om l.c thực kiểm định để lựa chọn mơ hình phù hợp kiểm định tính Việt Nam mối quan hệ quản trị VLC khả sinh lời công t to ty nhiều quốc gia với khoảng thời gian, loại hình cơng ty khác ng phương pháp khác hi ep  Phần 3: Trình bày liệu nghiên cứu phương pháp, phần giải thích mơ hình hồi quy sử dụng biến mơ hình, lý chọn w n biến đồng thời giải thích thời kì lấy mẫu nghiên cứu nguồn lo ad liệu Sau đó, trình bày phương pháp hồi quy Pooled OLS, REM, FEM ju y th kiểm định cần thực yi  Phần 4: Nội dung kết thực nghiệm, phần xem xét kết pl trình nghiên cứu, bao gồm phân tích thống kê mơ tả, phân al n ua tích tương quan hồi quy đa biến Ngoài ra, phần xem xét n va tượng tự tương quan, đa cộng tuyến, phương sai thay đổi ll fu  Phần 5: Tổng kết vấn đề trình bày gồm có phát oi m nghiên cứu số gợi ý sách, đồng thời hạn chế at nh gặp phải gợi ý hướng nghiên cứu z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to ng xtreg tobinq ccc caclr catar cltar dtar, re hi ep Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 w within = 0.0169 between = 0.0459 overall = 0.0352 n lo Wald chi2(5) Prob > chi2 ad Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) y th Coef ccc caclr catar cltar dtar _cons -.0001583 -.0074607 -.078466 1488731 -.397996 1.352428 ju tobinq Std Err z yi 0000564 0149208 1485339 2296707 1842792 1050985 P>|z| pl 15.22 0.0095 [95% Conf Interval] 0.005 0.617 0.597 0.517 0.031 0.000 -.0002689 -.0367049 -.3695871 -.3012733 -.7591767 1.146438 -.0000478 0217835 2126552 5990194 -.0368154 1.558417 n ua al -2.81 -0.50 -0.53 0.65 -2.16 12.87 = = n 31374936 29571122 52957098 va sigma_u sigma_e rho (fraction of variance due to u_i) ll fu oi m hausman fixed -.0000687 -.0028201 -.0816932 1857981 225453 0000277 0058525 1032568 1130362 1539553 z jm ht vb -.0001583 -.0074607 -.078466 1488731 -.397996 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z -.0002271 -.0102809 -.1601592 3346711 -.172543 (b-B) Difference at ccc caclr catar cltar dtar nh Coefficients (b) (B) fixed random k b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic om an Lu  Mơ hình 2: l.c chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.40 Prob>chi2 = 0.0004 gm Test: n va ey t re th t to ng reg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar hi ep Source SS df MS 11.7111778 124.525889 670 1.6730254 185859535 Total 136.237066 677 201236435 w Model Residual n lo ad Coef dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -2.94e-06 -.0004688 0011859 0077374 1431491 -.2341375 -.3812653 1.288641 ju y th tobinq Std Err Number of obs F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t yi pl 0000728 0002046 0003926 0151746 1323843 2257835 1642752 0825871 P>|t| 678 9.00 0.0000 0.0860 0.0764 43111 [95% Conf Interval] 0.968 0.022 0.003 0.610 0.280 0.300 0.021 0.000 -.000146 -.0008706 0004151 -.0220581 -.1167891 -.6774659 -.7038215 1.126481 0001401 -.0000671 0019567 0375329 4030872 2091909 -.0587091 1.450802 n ua al -0.04 -2.29 3.02 0.51 1.08 -1.04 -2.32 15.60 = = = = = = va n xtreg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, fe fu Number of obs Number of groups ll Fixed-effects (within) regression Group variable: mck oi m R-sq: at z = -0.3428 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 F(7,558) Prob > F = = z corr(u_i, Xb) nh within = 0.0347 between = 0.0311 overall = 0.0042 = = dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons -.0001602 -.0004667 -.0001368 -.014808 -.1237455 2575723 -.0964181 1.242223 0000759 0002172 0004467 0164433 1822506 2613556 2443286 1392105 sigma_u sigma_e rho 38294548 2954202 62691105 (fraction of variance due to u_i) [95% Conf Interval] -.0000112 -.00004 0007406 0174904 2342357 7709333 3834981 1.515663 om l.c an Lu va 7.76 -.0003093 -.0008933 -.0010143 -.0471064 -.4817266 -.2557888 -.5763343 968782 gm 0.035 0.032 0.760 0.368 0.497 0.325 0.693 0.000 k -2.11 -2.15 -0.31 -0.90 -0.68 0.99 -0.39 8.92 P>|t| jm F(112, 558) = t ht Coef F test that all u_i=0: Std Err vb tobinq 2.87 0.0060 Prob > F = 0.0000 n ey t re th t to ng xtreg tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re hi ep Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 w within = 0.0190 between = 0.0517 overall = 0.0395 n lo Wald chi2(7) Prob > chi2 ad Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) y th tobinq Coef ju -.0001051 -.0004198 0003547 -.0106941 -.0583939 0954572 -.3811909 1.367042 yi dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons Std Err z pl -1.49 -2.09 0.87 -0.71 -0.39 0.41 -2.02 12.97 n ua al 0000703 0002006 0004058 0151182 1490652 2334731 1889455 1053912 17.12 0.0166 [95% Conf Interval] 0.135 0.036 0.382 0.479 0.695 0.683 0.044 0.000 -.0002428 -.000813 -.0004406 -.0403252 -.3505563 -.3621416 -.7515173 1.16048 0000327 -.0000267 00115 0189369 2337684 553056 -.0108646 1.573605 n fu (fraction of variance due to u_i) ll 31049978 2954202 52487168 va sigma_u sigma_e rho P>|z| = = oi m hausman fixed sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z -.0000552 -.0000468 -.0004915 -.0041139 -.0653515 162115 2847728 k jm ht vb 0000286 0000833 0001868 0064672 1048564 117461 1549066 gm -.0001051 -.0004198 0003547 -.0106941 -.0583939 0954572 -.3811909 (b-B) Difference z -.0001602 -.0004667 -.0001368 -.014808 -.1237455 2575723 -.0964181 at dsi dso dpo caclr catar cltar dtar nh Coefficients (b) (B) fixed random Test: Ho: difference in coefficients not systematic an Lu chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 28.91 Prob>chi2 = 0.0002 om l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n va ey t re th t to ng hi Phụ lục 2: Kết hồi quy theo biến độc lập ROA ep  Mơ hình 3: roa ccc caclr catar cltar dtar w reg n SS lo Source df MS ad 1.62931401 3.10051269 672 325862803 004613858 Total 4.72982671 677 00698645 ju y th Model Residual Coef Std Err pl al -.0000385 0038192 0297894 0054312 -.1921662 2088711 n ua t 8.54e-06 0023893 0208393 0352781 0249834 0129776 P>|t| -4.51 1.60 1.43 0.15 -7.69 16.09 n va ccc caclr catar cltar dtar _cons yi roa Number of obs F( 5, 672) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 678 70.63 0.0000 0.3445 0.3396 06793 [95% Conf Interval] 0.000 0.110 0.153 0.878 0.000 0.000 -.0000553 -.0008721 -.0111285 -.0638374 -.2412211 1833896 -.0000217 0085106 0707074 0746998 -.1431113 2343526 ll fu within = 0.0967 between = 0.4068 overall = 0.3077 Number of obs Number of groups = = 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 at R-sq: nh Fixed-effects (within) regression Group variable: mck oi m xtreg roa ccc caclr catar cltar dtar, fe z z F(5,560) Prob > F = = vb corr(u_i, Xb) = 0.1229 11.99 0.0000 sigma_u sigma_e rho 05389803 0491329 54615071 (fraction of variance due to u_i) gm 6.47 -.0000688 -.0057974 0125106 -.0622412 -.24623 1306198 -.0000278 004664 1305855 1048404 -.0894958 2210551 an Lu 0000104 002663 0300566 0425315 0398975 0230208 0.000 0.832 0.018 0.617 0.000 0.000 [95% Conf Interval] om -.0000483 -.0005667 0715481 0212996 -.1678629 1758374 -4.62 -0.21 2.38 0.50 -4.21 7.64 P>|t| l.c ccc caclr catar cltar dtar _cons F(112, 560) = t k Coef F test that all u_i=0: Std Err jm ht roa Prob > F = 0.0000 n va ey t re th t to ng hi ep xtreg roa ccc caclr catar cltar dtar, re Random-effects GLS regression Group variable: mck w n R-sq: Number of obs Number of groups lo ad within = 0.0924 between = 0.4548 overall = 0.3390 ju yi roa Coef Std Err pl -.0000441 0007356 0455144 0119146 -.1932185 2047238 n ua al ccc caclr catar cltar dtar _cons Obs per group: = avg = max = 6.0 z P>|z| -4.83 0.30 1.91 0.32 -6.56 12.31 0.000 0.761 0.056 0.749 0.000 0.000 = = 147.38 0.0000 [95% Conf Interval] -.000062 -.0040137 -.0012259 -.0609248 -.2509089 1721169 -.0000262 0054849 0922546 0847541 -.1355281 2373307 n fu (fraction of variance due to u_i) ll 04761658 0491329 48433121 9.12e-06 0024232 0238475 0371636 0294344 0166365 va sigma_u sigma_e rho 678 113 Wald chi2(5) Prob > chi2 y th Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) = = oi m 5.08e-06 0011045 0182947 0206832 0269338 k jm -4.17e-06 -.0013023 0260337 009385 0253556 ht -.0000441 0007356 0455144 0119146 -.1932185 vb -.0000483 -.0005667 0715481 0212996 -.1678629 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z ccc caclr catar cltar dtar (b-B) Difference z Coefficients (b) (B) fixed random at nh hausman fixed gm Test: Ho: difference in coefficients not systematic om an Lu chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.02 Prob>chi2 = 0.2192 l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n va ey t re th t to ng hi  Mơ hình 4: ep reg roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar Source SS w n lo Model Residual ad Total MS 1.68370406 3.04612264 670 240529152 004546452 4.72982671 677 00698645 y th Coef ju roa Std Err yi -.0000155 -.0001452 0001351 0040952 0269643 004058 -.1908339 2120644 pl n ua al 0000114 000032 0000614 0023733 0207053 0353131 0256931 0129168 Number of obs F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| -1.36 -4.54 2.20 1.73 1.30 0.11 -7.43 16.42 = = = = = = 678 52.90 0.0000 0.3560 0.3492 06743 [95% Conf Interval] 0.173 0.000 0.028 0.085 0.193 0.909 0.000 0.000 -.0000379 -.000208 0000145 -.0005649 -.0136907 -.0652797 -.2412825 1867021 6.83e-06 -.0000824 0002556 0087553 0676192 0733957 -.1403853 2374268 n va dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons df fu ll xtreg roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, fe Number of obs Number of groups oi nh R-sq: m Fixed-effects (within) regression Group variable: mck at within = 0.1062 between = 0.3728 overall = 0.2881 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 z = = z F(7,558) Prob > F = = vb corr(u_i, Xb) = 0.0682 9.48 0.0000 sigma_u sigma_e rho 0550835 04895997 55865229 (fraction of variance due to u_i) -.0000137 3.82e-06 0000455 0043865 1361014 0967565 -.0696996 219834 l.c gm Prob > F = 0.0000 n 6.36 -.0000631 -.0001376 -.0002454 -.0063191 017445 -.0734021 -.2287726 1291994 va 0000126 000036 000074 0027252 0302044 0433144 0404926 0230713 0.002 0.064 0.178 0.723 0.011 0.788 0.000 0.000 [95% Conf Interval] an Lu -.0000384 -.0000669 -.0001 -.0009663 0767732 0116772 -.1492361 1745167 -3.05 -1.86 -1.35 -0.35 2.54 0.27 -3.69 7.56 P>|t| om dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons F(112, 558) = t k Coef F test that all u_i=0: Std Err jm ht roa ey t re th t to ng hi xtreg roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re ep Random-effects GLS regression Group variable: mck Number of obs Number of groups = = 678 113 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 w within = 0.0982 between = 0.4555 overall = 0.3415 n lo Wald chi2(7) Prob > chi2 ad Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) y th Coef ju roa yi -.0000315 -.0000833 -.000013 0003138 0483926 -.0008411 -.1810641 2069167 pl dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons Std Err z -2.76 -2.57 -0.20 0.13 2.03 -0.02 -6.03 12.49 n ua al 0000114 0000325 0000655 0024459 0238136 0376444 0300497 0165628 155.06 0.0000 [95% Conf Interval] 0.006 0.010 0.843 0.898 0.042 0.982 0.000 0.000 -.0000538 -.000147 -.0001414 -.0044802 0017188 -.0746227 -.2399605 1744542 -9.16e-06 -.0000197 0001154 0051077 0950664 0729406 -.1221678 2393792 n ll fu 04610163 04895997 4699589 va sigma_u sigma_e rho P>|z| = = (fraction of variance due to u_i) oi m nh at hausman fixed sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E ht k gm 5.33e-06 0000155 0000345 0012016 01858 0214253 0271415 l.c -6.93e-06 0000165 -.000087 -.00128 0283806 0125182 031828 jm -.0000315 -.0000833 -.000013 0003138 0483926 -.0008411 -.1810641 vb -.0000384 -.0000669 -.0001 -.0009663 0767732 0116772 -.1492361 (b-B) Difference z dsi dso dpo caclr catar cltar dtar z Coefficients (b) (B) fixed random om b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic n va chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.69 Prob>chi2 = 0.0092 an Lu Test: ey t re th t to ng hi Phụ lục 3: Kết hồi quy theo biến độc lập ROIC ep  Mơ hình 5: roic ccc caclr catar cltar dtar w reg n SS lo Source df MS ad 1.81316234 5.37942783 672 362632468 008005101 Total 7.19259017 677 01062421 ju y th Model Residual Coef Std Err pl -.000047 -.000615 0631551 1393942 -.2875784 2064248 n ua al 0000113 0031472 0274495 0464683 0329081 0170941 t P>|t| -4.18 -0.20 2.30 3.00 -8.74 12.08 n va ccc caclr catar cltar dtar _cons yi roic Number of obs F( 5, 672) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 678 45.30 0.0000 0.2521 0.2465 08947 [95% Conf Interval] 0.000 0.845 0.022 0.003 0.000 0.000 -.0000691 -.0067945 0092581 0481537 -.3521935 1728606 -.0000249 0055644 1170522 2306347 -.2229634 239989 fu ll xtreg roic ccc caclr catar cltar dtar, fe Number of obs Number of groups oi nh within = 0.0975 between = 0.2076 overall = 0.1612 at R-sq: m Fixed-effects (within) regression Group variable: mck 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 z = = z F(5,560) Prob > F = = vb corr(u_i, Xb) = -0.1428 12.10 0.0000 -.0000783 -.0004029 0930078 228322 -.2260256 1281003 0000145 0037094 0418665 0592432 0555742 0320662 sigma_u sigma_e rho 0719715 06843839 52514688 (fraction of variance due to u_i) -.0000498 0068831 1752425 344688 -.1168662 1910851 an Lu Prob > F = 0.0000 n va 5.25 -.0001069 -.0076888 0107731 111956 -.335185 0651156 l.c 0.000 0.914 0.027 0.000 0.000 0.000 [95% Conf Interval] gm -5.38 -0.11 2.22 3.85 -4.07 3.99 P>|t| om ccc caclr catar cltar dtar _cons F(112, 560) = t k Coef F test that all u_i=0: Std Err jm ht roic ey t re th t to ng xtreg roic ccc caclr catar cltar dtar, re hi ep Random-effects GLS regression Group variable: mck R-sq: Number of obs Number of groups w within = 0.0855 between = 0.3467 overall = 0.2411 n lo y th Coef ju roic Std Err yi -.0000641 -.0005166 0628799 183531 -.2817654 1896121 pl n ua al ccc caclr catar cltar dtar _cons 6.0 0000124 0033195 0321228 0506364 0393662 0219749 z P>|z| -5.16 -0.16 1.96 3.62 -7.16 8.63 = = 111.54 0.0000 [95% Conf Interval] 0.000 0.876 0.050 0.000 0.000 0.000 -.0000884 -.0070228 -.0000797 0842856 -.3589217 1465421 -.0000397 0059895 1258395 2827765 -.2046092 232682 n fu 05792264 06843839 41735244 Obs per group: = avg = max = va sigma_u sigma_e rho 678 113 Wald chi2(5) Prob > chi2 ad Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) = = (fraction of variance due to u_i) ll m oi hausman fixed (b-B) Difference at nh Coefficients (b) (B) fixed random sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z -.0000143 0001138 0301279 044791 0557398 7.58e-06 0016553 0268502 0307524 0392275 k jm ht -.0000641 -.0005166 0628799 183531 -.2817654 vb -.0000783 -.0004029 0930078 228322 -.2260256 z ccc caclr catar cltar dtar Ho: difference in coefficients not systematic an Lu  Mơ hình 6: om chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 13.46 Prob>chi2 = 0.0194 l.c Test: gm b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n va ey t re th t to ng reg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar hi ep Source SS df MS 1.89678346 5.29580671 670 270969066 007904189 Total 7.19259017 677 01062421 w Model Residual n Number of obs F( 7, 670) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 678 34.28 0.0000 0.2637 0.2560 08891 lo ad roic Coef y th ju dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons Std Err .000015 0000422 000081 0031293 0273006 0465617 0338773 0170313 yi -.0000179 -.0001791 0001573 -.0002674 0597126 1369047 -.2847607 2103486 t P>|t| pl 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 0000116 -.0000962 0003162 0058771 1133177 228329 -.2182423 2437898 n ua al -1.19 -4.24 1.94 -0.09 2.19 2.94 -8.41 12.35 [95% Conf Interval] va xtreg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, fe n Number of obs Number of groups m R-sq: ll fu Fixed-effects (within) regression Group variable: mck 678 113 Obs per group: = avg = max = 6.0 F(7,558) Prob > F = = at nh corr(u_i, Xb) oi within = 0.1108 between = 0.1769 overall = 0.1455 = = = -0.2262 9.93 0.0000 z -.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 of variance due to u_i) k -.00003 1.75e-06 0000225 0066018 1828391 3337493 -.0852791 1880463 om l.c gm 5.23 -.0000986 -.0001948 -.0003818 -.0082788 0179098 0972333 -.3063863 0620666 jm 0.000 0.054 0.081 0.825 0.017 0.000 0.001 0.000 [95% Conf Interval] ht -3.68 -1.93 -1.75 -0.22 2.39 3.58 -3.48 3.90 P>|t| an Lu dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons F(112, 558) = t vb Coef F test that all u_i=0: Std Err z roic Prob > F = 0.0000 n va ey t re th t to ng xtreg roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar, re hi ep Random-effects GLS regression Group variable: mck R-sq: Number of obs Number of groups w n within = 0.0928 between = 0.3473 overall = 0.2443 ad y th roic Std Err ju -.0000457 -.0001181 -.000023 -.0011055 0670158 1650266 -.263991 1926007 yi pl 6.0 0000156 0000444 0000893 0033408 0320598 0512123 0402699 0219117 P>|z| -2.93 -2.66 -0.26 -0.33 2.09 3.22 -6.56 8.79 = = 117.77 0.0000 [95% Conf Interval] 0.003 0.008 0.797 0.741 0.037 0.001 0.000 0.000 -.0000763 -.0002052 -.000198 -.0076534 0041798 0646523 -.3429185 1496546 -.0000152 -.0000311 000152 0054424 1298518 265401 -.1850635 2355468 n fu 0563814 06805306 40702033 Obs per group: = avg = max = va sigma_u sigma_e rho z n ua al dsi dso dpo caclr catar cltar dtar _cons Coef 678 113 Wald chi2(7) Prob > chi2 lo Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) = = (fraction of variance due to u_i) ll m oi hausman fixed nh (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E at Coefficients (b) (B) fixed random z -.0000186 0000216 -.0001566 000267 0333587 0504647 0681583 k jm ht -.0000457 -.0001181 -.000023 -.0011055 0670158 1650266 -.263991 vb -.0000643 -.0000965 -.0001797 -.0008385 1003745 2154913 -.1958327 z dsi dso dpo caclr catar cltar dtar 7.90e-06 000023 0000512 0017852 0271066 0316552 0393215 gm Ho: difference in coefficients not systematic an Lu chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 26.04 Prob>chi2 = 0.0005 om Test: l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n va ey t re th t to ng hi Phụ lục 4: Kiểm định tính đa cộng tuyến ep vif VIF 1/VIF cltar dtar catar caclr dso dpo dsi 7.37 4.83 2.82 2.40 1.90 1.78 1.45 0.135665 0.206966 0.354972 0.415970 0.526066 0.561906 0.687644 w Variable n lo ad ju y th VIF 1/VIF ua 7.25 4.50 2.81 2.40 1.09 n 0.137950 0.222136 0.355616 0.416523 0.914645 ll fu oi m 3.61 n va Mean VIF 3.22 al cltar dtar catar caclr ccc pl Variable yi Mean VIF at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Phụ lục 5: Kiểm định tính tự tương quan ep xtserial tobinq dsi dso dpo caclr catar cltar dtar w Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 68.863 Prob > F = 0.0000 n lo ad xtserial tobinq ccc caclr catar cltar dtar y th ju Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 68.879 Prob > F = 0.0000 yi pl al roa dsi dso dpo caclr catar cltar dtar ua xtserial n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 50.492 Prob > F = 0.0000 n va ll fu roa ccc caclr catar cltar dtar oi m xtserial at nh Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.606 Prob > F = 0.0000 z z roic dsi dso dpo caclr catar cltar dtar vb xtserial om an Lu Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.462 Prob > F = 0.0000 l.c roic ccc caclr catar cltar dtar gm xtserial k jm ht Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 112) = 48.568 Prob > F = 0.0000 n va ey t re th t to ng hi Phụ lục 6: Kiểm định phương sai thay đổi ep Mơ hình w xttest3 n lo Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ad y th H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ju chi2 (113) = Prob>chi2 = yi 49352.13 0.0000 pl n ua al Mơ hình va xttest3 n ll fu Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi at 33242.44 0.0000 nh chi2 (113) = Prob>chi2 = m H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z z vb jm ht Mơ hình xttest3 k H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Mơ hình va n xttest3 th 53489.47 0.0000 ey H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i t re Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (113) = Prob>chi2 = an Lu 3.4e+05 0.0000 om chi2 (113) = Prob>chi2 = l.c gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model t to ng hi Mơ hình ep xttest3 w Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n lo ad H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 46131.77 0.0000 ju y th chi2 (113) = Prob>chi2 = yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th