Ảnh hưởng của chính sách bán chịu đến khả năng sinh lợi của các công ty niêm yết việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TƠ THỊ SONG NGÂN ẢNH HƯỞNG CỦA CHÍNH SÁCH BÁN CHỊU ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TƠ THỊ SONG NGÂN ẢNH HƢỞNG CỦA CHÍNH SÁCH BÁN CHỊU ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài Chính–Ngân Hàng (Tài Chính) Hướng đào tạo: Hướng ứng dụng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN TP Hồ Chí Minh – Năm 2021 LỜI CAM ĐOAN Trong trình thực Luận văn với đề tài ‘Ảnh hƣởng sách bán chịu đến khả sinh lợi công ty niêm yết Việt Nam’ vận dụng kiến thức học tập với trao đổi, hướng dẫn góp ý Giảng viên hướng dẫn để thực đề tài Luận văn Thạc sĩ Tôi xin cam đoan nghiên cứu kết làm việc cá nhân tơi, số liệu kết Luận văn hoàn toàn trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Các kết Luận văn chưa công bố cơng trình nghiên cứu Luận văn thực hướng dẫn Tiến sĩ Nguyễn Thị Uyên Uyên – Giảng viên trường Đại học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh TP Hồ Chí Minh, ngày 22 tháng 02 năm 2021 Tác giả Tô Thị Song Ngân MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC HÌNH ẢNH DANH MỤC BẢNG DANH MỤC BIỂU ĐỒ TÓM TẮT ABSTRACT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu đề tài 1.5 Bố cục đề tài CHƢƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết 2.1.1 Khái niệm 2.1.2 Chi phí liên quan đến sách bán chịu 2.1.3 Mức khoản phải thu tối ưu 10 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước – Giả thuyết, kỳ vọng nghiên cứu 12 2.2.1 Ảnh hưởng sách bán chịu đến khả sinh lợi - Giả thuyết thứ 12 2.2.2 Mối quan hệ phi tuyến tính tín dụng thương mại khả sinh lợi – Giả thuyết thứ hai 20 2.2.3 CHƢƠNG 3: Chính sách bán chịu khác ngành - Giả thuyết thứ ba 28 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 35 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 35 3.2 Phương pháp nghiên cứu 37 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu – Mô tả biến kỳ vọng dấu 37 3.2.2 Phương pháp nghiên cứu – Trình tự thực 58 CHƢƠNG 4: 4.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 64 Mối quan hệ tín dụng thương mại khả sinh lợi công ty 64 4.1.1 Thống kê số liệu mẫu 64 4.1.2 Mô tả thống kê ma trận tương quan 67 4.1.3 Kiểm định ảnh hưởng sách bán chịu đến khả sinh lợi 69 4.1.4 Kiểm định mối quan hệ hình chữ U đảo ngược tín dụng thương mại khả sinh lợi 76 4.1.5 Kiểm định vấn đề nội sinh 84 4.1.6 Kiểm định tính vững mơ hình (Robustness Checks) 87 4.2 Ảnh hưởng khác sách bán chịu đến khả sinh lợi ngành 91 CHƢƠNG 5: 5.1 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ GIẢI PHÁP 99 Kết luận hạn chế đề tài 99 5.1.1 Kết luận 99 5.1.2 Hạn chế đề tài 102 5.2 Kiến nghị giải pháp đề xuất tương lai 103 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT Số thứ tự Chữ viết tắt Diễn giải (bằng Tiếng Việt) Diễn giải (bằng Tiếng Anh) BCDKT Bảng cân đối kế toán Balance Sheet BCTC Báo cáo tài Financial Statement EBIT Thu nhập trước thuế lãi vay Earnings Before Interest and Tax FEM Mô hình Hiệu ứng cố định Fixed Effect Model ICB Tiêu chuẩn phân loại ngành Cơng nghiệp tồn cầu Industry Classfication Benchmark LEV Địn bẩy tài Financial Leverage OLS Phương pháp bình phương nhỏ Ordinary Least Squares REM Mơ hình Hiệu ứng ngẫu nhiên Random Effect Model ROA Tỷ suất sinh lợi tài sản Return On Asset 10 SGROWTH Cơ hội tăng trưởng Growth opportunities 11 SIZE Quy mô công ty 12 TDTM Tín dụng thương mại Trade credit 13 VIF Hệ số phóng đại phương sai Variance Inflation Factor DANH MỤC HÌNH ẢNH Hình 2.1: Các chi phí việc thực sách bán chịu Hình 2.2: Mối quan hệ hình chữ U ngược tín dụng thương mại khả sinh lợi Hình 3.1: Sơ đồ tóm tắt bước thực kiểm định giả thuyết Hình 3.2: Thực kiểm định bước Hình 3.3: Sơ đồ tóm tắt bước thực kiểm định giả thuyết Hình 5.1: Mơ hình thể quy trình định thực sách bán chịu DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Phân loại nhóm ngành theo tiêu chuẩn ICB Bảng 3.2: Tóm tắt yếu tố ảnh hưởng đến khả sinh lợi công ty nghiên cứu trước Bảng 3.3: Tóm tắt kỳ vọng dấu biến tương quan với khả sinh lợi Bảng 3.4: Tóm tắt biến độc lập liên quan Bảng 3.5: Bảng thống kê cách tính biến giả hồi quy Bảng 4.1: Thống kê số lượng cơng ty RECA nhóm ngành Bảng 4.2: Mô tả thống kê Bảng 4.3: Ma trận tương quan Bảng 4.4: Kết kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan Bảng 4.5: Kết phương pháp ước lượng Pooled OLS, FE RE Bảng 4.6: Tóm tắt kết biến tương quan với khả sinh lợi Bảng 4.7: Kết kiểm định SLM test cho mối quan hệ chữ U đảo ngược Bảng 4.8: Phương pháp ước lượng FE với biến tương tác Bảng 4.9: Phương pháp ước lượng IV Bảng 4.10: Kết phương pháp ước lượng tín dụng thương mại giá trị công ty Bảng 4.11: Kết khác biệt nhóm ngành theo kiểm định Bảng 4.12: Bảng kết ảnh hưởng tín dụng thương mại đến khả sinh lợi theo nhóm ngành Bảng 4.13: Kết so sánh mức tín dụng thương mại trung bình mức khoản phải thu tối ưu theo nhóm ngành Bảng KQHQ 1: Hệ số phóng đại phương sai VIF Bảng KQHQ 2: Phương pháp ước lượng IV FE Bảng KQHQ 3: Kết so sánh khác sử dụng RECA nhóm ngành Bảng KQHQ 4: Kết kiểm định quan hệ tuyến tính RECA đến ROA nhóm ngành Bảng KQHQ 5: Kết kiểm định quan hệ tuyến tính RECA đến ROA nhóm ngành DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 1.1: Biểu đồ thống kê số liệu mẫu từ năm 2009 đến 2019 Biểu đồ 3.1: Tỷ trọng mẫu theo phân loại nhóm ngành Biểu đồ 4.1: Biểu đồ đường thể xu hướng RECA ROA qua năm từ 20092019 -.00162 -.00165 (-0.38) (-0.39) Year? Yes Yes Constant -35.78397*** -36.43279*** F stat 8.35*** 8.37*** R2(within) 0.1333 0.1354 R2(between) 0.1744 0.1674 R2(overall) 0.1554 0.1523 N 6,176 6,176 GDP Nguồn: Kết kiểm định hồi quy tác giả từ phần mềm Stata 12.0 Bảng KQHQ 3: Kết so sánh khác sử dụng RECA nhóm ngành Contrast of RECA by INDUSTRY Dunnett T3 P>|t| Test Contrast of Tukey Test P>|t| Vs 4.488894 *** 4.488894 *** Vs 8.908426 *** 8.908426 *** Vs -1.169695 -1.169695 Vs 7667291 7667291 Vs 8.804789 *** 8.804789 *** Vs 11.9675 *** 11.9675 *** Vs -1.232519 Vs 4.419531 *** Vs -5.658589 *** -1.232519 Vs -3.722165 *** Vs 4.315895 *** Vs 7.478605 *** Vs -5.721413 *** Vs -10.07812 *** Vs -8.141696 *** Vs -.1036362 Vs 3.059073 Vs -10.14094 Vs 1.936424 Vs 9.974485 *** Vs 13.13719 *** Vs -.0628242 Vs 8.03806 *** Vs 11.20077 *** Vs -1.999249 Vs 3.162709 Vs -10.03731 *** Vs -13.20002 *** *** Nguồn: Kết kiểm định hồi quy tác giả từ phần mềm Stata 12.0 Bảng KQHQ 4: Kết kiểm định quan hệ tuyến tính RECA đến ROA nhóm ngành Nhóm ngành Dầu khí Vật liệu Công nghiệp Dịch vụ tiêu dùng RECA -.296065 346211*** 039787 150053* (-1.13) (4.34) (1.12) (1.95) 008336 -.004774*** -.000576 -.000673 (1.70) (-3.55) (-1.17) (-0.56) 8.354155*** -2.364072*** -.835695*** -.671760 (4.35) (-4.18) (-3.52) (-1.64) 259336*** 192374*** 029545** 076511*** (2.74) (5.79) (2.06) (3.67) 012387** 001643** 000608*** 002403** (2.43) (2.17) (2.73) (2.10) 032873 -.113157*** -.084511*** -.040551** (0.82) (-5.28) (-7.72) (-2.09) -.001738 -.010521 010517* -.026721 (-0.40) (-0.88) (1.89) (-1.11) Year? No No No No Constant -227.949*** 72.95935*** 34.49984*** 26.75229** (-4.28) (4.70) (5.40) (2.48) 0.2471 0.0980 0.0408 0.0583 RECA2 lnSIZE lnLQD SGROWTH LEV GDP Within R2 Between R2 0.0815 0.0073 0.0925 0.0550 Overall R2 0.0398 0.0245 0.0774 0.0508 F stat 8.25*** 5.05*** 10.01*** 10.96*** N 149 1,051 2,734 726 Nguồn: Kết kiểm định hồi quy tác giả từ phần mềm Stata 12.0 Bảng KQHQ 5: Kết kiểm định quan hệ tuyến tính RECA đến ROA nhóm ngành Nhóm ngành Công nghệ viễn Hàng tiêu dùng Y tế 224775** 545011** 208493* -.013133 (2.55) (1.97) (1.78) (-0.10) -.003272** -.009278** -.000882 -.000151 (-2.22) (-2.56) (-0.53) (-0.06) -1.32231** -1.137202 -4.10672*** 148739 (-2.23) (-0.77) (-2.84) (0.22) 082010*** 105449 221899*** 013928 (2.81) (1.17) (4.39) (0.52) 001231 064924*** 010899 002742 (0.88) (4.40) (1.53) (1.52) -.128834*** -.116378 069366* -.155759*** (-4.97) (-1.61) (1.77) (-6.49) 002103 -.071376 049253 -.062118* thông Dịch vụ hạ tầng RECA RECA2 lnSIZE lnLQD SGROWTH LEV GDP (0.41) (-1.03) (1.30) (-1.95) No No No No 49.84559*** 39.9322 108.7428*** 14.13261 (3.13) (0.96) (2.80) (0.76) Within R2 0.0653 0.1665 0.3573 0.1395 Between R2 0.0254 0.2042 0.1239 0.2776 Overall R2 0.0468 0.1784 0.0087 0.2083 F stat 6.41 2.72 6.21 8.00 N 850 225 109 332 Year? Constant Nguồn: Kết kiểm định hồi quy tác giả từ phần mềm Stata 12.0 *** tương ứng với mức ý nghĩa 1% ** tương ứng với mức ý nghĩa 5% * tương ứng với mức ý nghĩa 10% CÁC KIỂM ĐỊNH VÀ KẾT QUẢ HỒI QUY Kiểm định mô hình FEM Fixed-effects (within) regression Number of obs = 6176 Group variable: MCK Number of groups = 633 R-sq: = 0.1362 Obs per group: = between = 0.1509 avg = 9.8 overall = 0.1431 max = 11 F(17,5526) = 51.26 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.0259 -ROA | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -RECA | 1648897 0262379 6.28 0.000 1134531 2163264 RECA2 | -.0014565 0003864 -3.77 0.000 -.002214 -.0006991 lnSIZE | 1.726236 2112585 8.17 0.000 1.312086 2.140385 lnLQD | 0770235 0097831 7.87 0.000 0578448 0962023 LEV | -.1331217 0078952 -16.86 0.000 -.1485994 -.117644 SGROWTH | 000724 0002117 3.42 0.001 000309 001139 GDP | -.0016877 0042956 -0.39 0.694 -.0101089 0067335 YEARdummy1 | 9.037228 4682516 19.30 0.000 8.119271 9.955186 YEARdummy2 | 8.662941 4764663 18.18 0.000 7.728879 9.597002 YEARdummy3 | 7.673182 4383565 17.50 0.000 6.813831 8.532533 YEARdummy4 | 5.752091 4320478 13.31 0.000 4.905107 6.599075 YEARdummy5 | 4.747114 4168418 11.39 0.000 3.92994 5.564288 YEARdummy6 | 4.615926 4207029 10.97 0.000 3.791183 5.440669 YEARdummy7 | 5.03392 4094109 12.30 0.000 4.231314 5.836527 YEARdummy8 | 3.787579 3953973 9.58 0.000 3.012445 4.562713 YEARdummy9 | 3.177026 4086249 7.77 0.000 2.375961 3.978092 YEARdummy10 | 2.674182 3986153 6.71 0.000 1.892739 3.455625 _cons | -38.65282 5.753226 -6.72 0.000 -49.9314 -27.37423 -+ -sigma_u | 6.2987476 sigma_e | 6.5224765 rho | 48255543 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(632, 5526) = 8.50 Prob > F = 0.0000 Phương trình hồi quy tuyến tính viết sau: ROA = -38.6528 + 0.1649*RECA – 0.0015RECA2 + 1.7262*lnSIZE + 0.0770*lnLQD - 0.1331*LEV + 0.0007*SGROWTH - 0.0017*GDP Kiểm định mơ hình REM Random-effects GLS regression Number of obs = 6176 Group variable: MCK Number of groups = 633 R-sq: = 0.1343 Obs per group: = between = 0.2257 avg = 9.8 overall = 0.1820 max = 11 Wald chi2(27) = 1045.23 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -RECA | 1141074 0235488 4.85 0.000 0679526 1602623 RECA2 | -.0010029 0003593 -2.79 0.005 -.0017071 -.0002987 lnSIZE | 1.336909 1406846 9.50 0.000 1.061172 1.612646 lnLQD | 0902285 009224 9.78 0.000 0721497 1083073 LEV | -.1316066 006876 -19.14 0.000 -.1450833 -.1181299 SGROWTH | 0006889 0002106 3.27 0.001 0002761 0011016 Competiv | -1.25322 1.816641 -0.69 0.490 -4.813771 2.307332 GDP | -.0016524 0043121 -0.38 0.702 -.010104 0067991 INDUSTRYdummy1 | -3.986392 1.795757 -2.22 0.026 -7.506011 -.4667737 INDUSTRYdummy2 | -.5253492 1.157188 -0.45 0.650 -2.793397 1.742698 INDUSTRYdummy3 | -.4160076 1.078995 -0.39 0.700 -2.530798 1.698783 INDUSTRYdummy4 | 5044827 1.226472 0.41 0.681 -1.899358 2.908323 INDUSTRYdummy5 | 359121 1.194986 0.30 0.764 -1.983008 2.70125 INDUSTRYdummy6 | 6535287 1.621571 0.40 0.687 -2.524692 3.831749 INDUSTRYdummy7 | -3.656387 2.095089 -1.75 0.081 -7.762686 4499108 LOCATIONdummy1 | -1.841531 523108 -3.52 0.000 -2.866804 -.8162579 LOCATIONdummy2 | 4327369 70137 0.62 0.537 -.9419229 1.807397 YEARdummy1 | 8.593643 4462181 19.26 0.000 7.719072 9.468214 YEARdummy2 | 8.341348 4646926 17.95 0.000 7.430567 9.252128 YEARdummy3 | 7.412577 4291238 17.27 0.000 6.571509 8.253644 YEARdummy4 | 5.522173 4239193 13.03 0.000 4.691306 6.353039 YEARdummy5 | 4.45686 4082357 10.92 0.000 3.656733 5.256987 YEARdummy6 | 4.400636 4163802 10.57 0.000 3.584546 5.216727 YEARdummy7 | 4.886775 407456 11.99 0.000 4.088176 5.685374 YEARdummy8 | 3.711194 3943843 9.41 0.000 2.938215 4.484174 YEARdummy9 | 3.131689 4090381 7.66 0.000 2.329989 3.933389 YEARdummy10 | 2.666852 3991427 6.68 0.000 1.884546 3.449157 _cons | -25.31174 4.68542 -5.40 0.000 -34.495 -16.12849 -+ -sigma_u | 5.3885756 sigma_e | 6.5224765 rho | 40565761 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định U-SHAPED cho mơ hình FEM (26 missing values generated) Specification: f(x)=x^2 Extreme point: Test: 56.60296 H1: Inverse U shape vs H0: Monotone or U shape | Lower bound Upper bound -+ Interval | 92.97476 Slope | 1648897 -.1059545 t-value | 6.284405 -2.170224 P>|t| | 1.77e-10 0150162 Overall test of presence of a Inverse U shape: t-value = 2.17 P>|t| 015 =  Giá trị P>|t| = 0.015 < 0.05 Bác bỏ giả thuyết H0 (ở giả thuyết có mơ hình chữ U đơn điệu) Nghĩa chấp nhận giả thuyết có tồn mối quan hệ chữ U ngược RECA ROA, tức RECA thời kỳ làm tăng xảy trường hợp ngược lại RECA làm giảm khả sinh lợi công ty  Nghiên cứu cho thấy, tín dụng thương mại khả sinh lợi cơng ty có mối quan hệ chữ U ngược Nghĩa có tồn mức tín dụng thương mại tối ưu Kiểm định U-SHAPED cho mơ hình REM (26 missing values generated) Specification: f(x)=x^2 Extreme point: 56.88874 Test: H1: Inverse U shape vs H0: Monotone or U shape | Lower bound Upper bound -+ Interval | 92.97476 Slope | 1141074 -.0723813 t-value | 4.845568 -1.569284 P>|t| | 6.47e-07 0583165 Overall test of presence of a Inverse U shape: t-value = P>|t| = 1.57 0583  Giá trị P>|t| = 0.0583 < 0.1 Bác bỏ giả thuyết H0 (ở giả thuyết có mơ hình chữ U đơn điệu) Nghĩa chấp nhận giả thuyết có tồn mối quan hệ chữ U ngược RECA ROA, tức RECA thời kỳ làm tăng xảy trường hợp ngược lại RECA làm giảm khả sinh lợi cơng ty  Nghiên cứu cho thấy, tín dụng thương mại khả sinh lợi công ty có mối quan hệ chữ U ngược Nghĩa có tồn mức tín dụng thương mại tối ưu Kiểm định tính nội sinh theo phương pháp 2SLS IV (2SLS) estimation -Estimates efficient for homoskedasticity only Statistics consistent for homoskedasticity only Number of obs = F( 17, 6158) = 6176 80.17 Prob > F = 0.0000 Total (centered) SS = 566186.5098 Centered R2 = 0.1800 Total (uncentered) SS = 1105228.932 Uncentered R2 = 0.5800 Residual SS = 464245.1361 Root MSE = 8.67 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -RECA | -.0120059 0296578 -0.40 0.686 -.0701341 0461223 RECA2 | -.0001902 0005261 -0.36 0.718 -.0012214 000841 lnSIZE | 9329221 0843785 11.06 0.000 7675432 1.098301 lnLQD | 1453069 0090963 15.97 0.000 1274784 1631353 LEV | -.1201262 0057153 -21.02 0.000 -.131328 -.1089244 SGROWTH | 0003522 0002629 1.34 0.180 -.0001631 0008675 GDP | -.0015624 0056561 -0.28 0.782 -.012648 0095233 YEARdummy1 | 7.767589 5590609 13.89 0.000 6.671849 8.863328 YEARdummy2 | 7.730442 5944947 13.00 0.000 6.565254 8.895631 YEARdummy3 | 6.878661 549199 12.52 0.000 5.80225 7.955071 YEARdummy4 | 5.061675 5439378 9.31 0.000 3.995576 6.127773 YEARdummy5 | 3.756483 5234542 7.18 0.000 2.730532 4.782434 YEARdummy6 | 3.828206 5388714 7.10 0.000 2.772037 4.884374 YEARdummy7 | 4.421381 5300399 8.34 0.000 3.382522 5.460241 YEARdummy8 | 3.357975 5143992 6.53 0.000 2.349771 4.366179 YEARdummy9 | 2.898067 5358235 5.41 0.000 1.847872 3.948262 YEARdummy10 | 2.562407 5232974 4.90 0.000 1.536763 3.588051 _cons | -15.44982 2.338275 -6.61 0.000 -20.03276 -10.86689 -Underidentification test (Anderson canon corr LM statistic): 2681.568 Chi-sq(1) P-val = 0.0000 -Weak identification test (Cragg-Donald Wald F statistic): 2362.772 Stock-Yogo weak ID test critical values: 10% maximal IV size 7.03 15% maximal IV size 4.58 20% maximal IV size 3.95 25% maximal IV size 3.63 Source: Stock-Yogo (2005) Reproduced by permission -Sargan statistic (overidentification test of all instruments): 0.000 (equation exactly identified) -Instrumented: RECA RECA2 Included instruments: lnSIZE lnLQD LEV SGROWTH GDP YEARdummy1 YEARdummy2 YEARdummy3 YEARdummy4 YEARdummy5 YEARdummy6 YEARdummy7 YEARdummy8 YEARdummy9 YEARdummy10 Excluded instruments: RECAit1 RECA2it1 -Tests of endogeneity of: RECA RECA2 H0: Regressors are exogenous Wu-Hausman F test: Durbin-Wu-Hausman chi-sq test: 5.87263 F(2,6156) P-value = 0.00283 11.76097 Chi-sq(2) P-value = 0.00279  P-value = 0.002 < 0.05 Nghĩa bác bỏ giả thuyết H0 (giả thuyết biến biến ngoại sinh) => Chấp nhận biến biến nội sinh (Hay nói cách khác, hồi quy giai đoạn hợp lý) Hồi quy IV FE kiểm định Utest Fixed-effects (within) IV regression Number of obs = 6176 Group variable: MCK Number of groups = 633 R-sq: within = 0.1333 Obs per group: = between = 0.1744 avg = 9.8 overall = 0.1554 max = 11 Wald chi2(16) = 13438.10 Prob > chi2 = 0.0000 corr(u_i, Xb) = -0.0032 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -RECA | 0514983 0225479 2.28 0.022 0073052 0956913 lnSIZE | 1.668579 218652 7.63 0.000 1.240029 2.097129 lnLQD | 0738518 0101383 7.28 0.000 0539811 0937225 LEV | -.1326714 0080543 -16.47 0.000 -.1484575 -.1168852 SGROWTH | 0007486 0002144 3.49 0.000 0003284 0011689 GDP | -.0016206 0043026 -0.38 0.706 -.0100535 0068124 YEARdummy1 | 8.938833 4867148 18.37 0.000 7.984889 9.892776 YEARdummy2 | 8.628876 4864503 17.74 0.000 7.675451 9.582301 YEARdummy3 | 7.648016 4469264 17.11 0.000 6.772057 8.523976 YEARdummy4 | 5.754621 4376148 13.15 0.000 4.896911 6.61233 YEARdummy5 | 4.733161 4212264 11.24 0.000 3.907573 5.55875 YEARdummy6 | 4.607074 4242219 10.86 0.000 3.775614 5.438534 YEARdummy7 | 5.026278 4129342 12.17 0.000 4.216942 5.835614 YEARdummy8 | 3.801645 3978569 9.56 0.000 3.02186 4.58143 YEARdummy9 | 3.184536 4100797 7.77 0.000 2.380795 3.988277 YEARdummy10 | 2.682958 399744 6.71 0.000 1.899474 3.466442 _cons | -35.78397 6.054502 -5.91 0.000 -47.65057 -23.91736 -+ -sigma_u | 6.2069681 sigma_e | 6.5330565 rho | 47442117 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(632,5527) = 8.35 Prob > F = 0.0000 -Instrumented: RECA Instruments: lnSIZE lnLQD LEV SGROWTH GDP YEARdummy1 YEARdummy2 YEARdummy3 YEARdummy4 YEARdummy5 YEARdummy6 YEARdummy7 YEARdummy8 YEARdummy9 YEARdummy10 RECAit1 -Fixed-effects (within) IV regression Number of obs = 6176 Group variable: MCK Number of groups = 633 R-sq: = 0.1354 Obs per group: = between = 0.1674 avg = 9.8 overall = 0.1523 max = 11 Wald chi2(17) = 13468.93 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.0048 -ROA | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -RECA | 1172145 0713972 1.64 0.101 -.0227213 2571504 RECA2 | -.0010358 0010302 -1.01 0.315 -.003055 0009834 lnSIZE | 1.668567 218406 7.64 0.000 1.240499 2.096635 lnLQD | 0741702 0101417 7.31 0.000 0542927 0940477 LEV | -.1318251 0080693 -16.34 0.000 -.1476407 -.1160095 SGROWTH | 0007549 0002142 3.53 0.000 0003352 0011747 GDP | -.0016599 004298 -0.39 0.699 -.0100837 006764 YEARdummy1 | 8.9115 4860407 18.33 0.000 7.958877 9.864122 YEARdummy2 | 8.581458 4870572 17.62 0.000 7.626843 9.536072 YEARdummy3 | 7.602238 4476853 16.98 0.000 6.724791 8.479685 YEARdummy4 | 5.701905 4392663 12.98 0.000 4.840959 6.562851 YEARdummy5 | 4.700388 4214758 11.15 0.000 3.87431 5.526465 YEARdummy6 | 4.5757 4244413 10.78 0.000 3.74381 5.40759 YEARdummy7 | 4.994342 4132233 12.09 0.000 4.184439 5.804244 YEARdummy8 | 3.760949 3989584 9.43 0.000 2.979005 4.542893 YEARdummy9 | 3.15878 4102113 7.70 0.000 2.354781 3.962779 YEARdummy10 | 2.660727 3997624 6.66 0.000 1.877207 3.444247 _cons | -36.43279 6.106059 -5.97 0.000 -48.40044 -24.46513 -+ -sigma_u | 6.2332068 sigma_e | 6.5257158 rho | 4770862 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(632,5526) = 8.37 Prob > F = 0.0000 -Instrumented: RECA RECA2 Instruments: lnSIZE lnLQD LEV SGROWTH GDP YEARdummy1 YEARdummy2 YEARdummy3 YEARdummy4 YEARdummy5 YEARdummy6 YEARdummy7 YEARdummy8 YEARdummy9 YEARdummy10 RECAit1 RECA2it1 -(26 missing values generated) Specification: f(x)=x^2 Extreme point: 56.58163 Test: H1: Inverse U shape vs H0: Monotone or U shape | Lower bound Upper bound -+ Interval | 92.97476 Slope | 1172145 -.075392 t-value | 1.641726 -.5993851 P>|t| | 0503489 274469 Overall test of presence of a Inverse U shape: t-value = 0.60 P>|t| 274 =  Giá trị P>|t| = 0.274 > 0.05 Chấp nhận giả thuyết H0 (ở giả thuyết có mơ hình chữ U đơn điệu) Nghĩa chấp nhận giả thuyết khơng có tồn mối quan hệ chữ U ngược RECA ROA KIỂM ĐỊNH Levene test (khi phương sai không đồng nhất) | INDUSTRY | Summary of RECA Mean Std Dev Freq + -1 | 13.778987 10.042962 149 | 18.267881 13.986838 1051 | 22.687413 16.575212 2734 | 12.609292 11.507095 726 | 14.545716 11.291517 850 | 22.583777 13.647383 225 | 25.746486 16.040101 109 | 12.546468 12.573855 332 + -Total | W0 18.920231 15.096109 6176 = 48.505165 df(7, 6168) Pr > F = 0.00000000 W50 = 42.481821 df(7, 6168) Pr > F = 0.00000000 W10 = 45.753684 df(7, 6168) Pr > F = 0.00000000 Kiểm tra hậu định POST-HOC TUKEY Pairwise comparisons of marginal linear predictions Margins : asbalanced | Number of | Comparisons -+ INDUSTRY | 28 -| | Tukey Contrast Std Err t P>|t| Tukey [95% Conf Interval] -+ -INDUSTRY | vs | 4.488894 1.269525 3.54 0.010 6397893 8.337999 vs | 8.908426 1.220043 7.30 0.000 5.209347 12.6075 vs | -1.169695 1.304331 -0.90 0.986 -5.124328 2.784938 vs | 7667291 1.288028 0.60 0.999 -3.138475 4.671933 vs | 8.804789 1.531781 5.75 0.000 4.160546 13.44903 vs | 11.9675 1.827884 6.55 0.000 6.425492 17.50951 vs | -1.232519 1.430064 -0.86 0.989 -5.568367 3.103328 vs | 4.419531 5263535 8.40 0.000 2.823667 6.015396 vs | -5.658589 699873 -8.09 0.000 -7.780552 -3.536627 vs | -3.722165 6689989 -5.56 0.000 -5.750519 -1.693811 vs | 4.315895 1.065315 4.05 0.001 1.085941 7.545849 vs | 7.478605 1.45935 5.12 0.000 3.053964 11.90325 vs | -5.721413 9130318 -6.27 0.000 -8.489657 -2.95317 vs | -10.07812 6055021 -16.64 0.000 -11.91396 -8.242284 vs | -8.141696 5695351 -14.30 0.000 -9.868484 -6.414909 vs | -.1036362 1.005836 -0.10 1.000 -3.153255 2.945983 vs | 3.059073 1.416515 2.16 0.377 -1.235693 7.353839 vs | -10.14094 8428746 -12.03 0.000 -12.69648 -7.585413 vs | 1.936424 7329014 2.64 0.141 -.2856774 4.158526 vs | 9.974485 1.106562 9.01 0.000 6.619471 13.3295 vs | 13.13719 1.489728 8.82 0.000 8.620452 17.65394 vs | -.0628242 9608391 -0.07 1.000 -2.976016 2.850368 vs | 8.03806 1.087298 7.39 0.000 4.741454 11.33467 vs | 11.20077 1.475475 7.59 0.000 6.727241 15.6743 vs | -1.999249 9385889 -2.13 0.395 -4.844979 8464824 vs | 3.162709 1.692442 1.87 0.573 -1.968649 8.294068 vs | -10.03731 1.252312 -8.02 0.000 -13.83422 -6.240394 vs | -13.20002 1.600966 -8.25 0.000 -18.05403 -8.346009 -Note: The tukey method requires balanced data for proper level coverage A factor was found to be unbalanced  Giá trị P>|t| < 0.05 nghĩa có khác biệt RECA cặp giá trị so với Từ bảng kết cho thấy: cặp giá trị 1, 1, 1, 1, 2, 2, 2, 2, 2, 2, 3, 3, 3, 3, 4, 4, 4, 5, 5, và có khác RECA Ngược lại, cặp giá trị cịn lại có giá trị P>|t| > 0.05 nghĩa khơng có khác RECA nhóm ngành so với ... tích ảnh hưởng sách bán chịu đến khả sinh lợi công ty niêm yết Việt Nam Bài nghiên cứu trưng chứng cho thấy, thứ nhất, sách bán chịu có ảnh hưởng đến khả sinh lợi công ty niêm yết Việt Nam Cụ... mại khả sinh lợi công ty, nghĩa thực 20 sách bán chịu làm gia tăng khả sinh lợi cơng Chính điều hình thành nên giả thuyết sau: Giả thuyết 1: Chính sách bán chịu có ảnh hƣởng đến khả sinh lợi công. .. TP HỒ CHÍ MINH TƠ THỊ SONG NGÂN ẢNH HƢỞNG CỦA CHÍNH SÁCH BÁN CHỊU ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài Chính? ??Ngân Hàng (Tài Chính) Hướng đào tạo: Hướng ứng