Tác động của quản trị vốn luân chuyển đến khả năng sinh lời của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Luận văn thạc sĩ tài chính ngân hàng

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  TRƯƠNG THẢO NGỌC TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  TRƯƠNG THẢO NGỌC TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LUÂN CHUYỂN ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 01 02 LUẬN VĂN THẠC SĨ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS Lâm Thị Hồng Hoa Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2020 I LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ “ Tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng thực hướng dẫn khoa học Giảng viên TS Lâm Thị Hồng Hoa Luận văn kết nghiên cứu độc lập, nội dung trình bày luận văn hồn tồn trung thực Các thơng tin tham khảo, kế thừa phát triển trích dẫn ghi nguồn đầy đủ danh mục tài liệu tham khảo TP.Hồ Chí Minh – Năm 2020 Tác giả Trương Thảo Ngọc II LỜI CẢM ƠN Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Ban giám hiệu Quý Giảng viên trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh tận tình giảng dạy, truyền đạt kiến thức cần thiết suốt thời gian học, để tơi có tảng kiến thức thực luận văn Đặc biệt xin gửi lời tri ân sâu sắc tới Giảng viên TS Lâm Thị Hồng Hoa tận tình hướng dẫn, truyền đạt kiến thức bổ ích cho suốt thời gian làm luận văn Dù có nhiều cố gắng, song luận văn khơng tránh khỏi thiếu sót Rất mong nhận chia sẻ, đóng góp Quý Giảng viên Trân trọng cảm ơn! TP.Hồ Chí Minh – Năm 2020 Tác giả Trương Thảo Ngọc III MỤC LỤC CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 2.1 Tổng quan lý thuyết 2.1.1 Vốn luân chuyển 2.1.2 Các thành phần vốn luân chuyển 2.1.3 Quản trị vốn luân chuyển 2.1.4 Khả sinh lời 12 2.1.5 Tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời 15 2.2 Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm 18 2.2.1 Các nghiên cứu nước 18 2.2.2 Các nghiên cứu Việt Nam 23 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 25 3.1 Phương pháp nghiên cứu 25 3.2 Dữ liệu xử lý liệu 26 3.3 Mô hình phương pháp kiểm định mơ hình 26 3.3.1 Mơ hình nghiên cứu 26 3.3.2 Phương pháp kiểm định 27 3.4 Các biến giả thiết nghiên cứu 30 IV 3.4.1 Biến phụ thuộc biến giải thích mơ hình nghiên cứu 30 3.4.2 Các giả thuyết nghiên cứu 36 CHƯƠNG 4: 4.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 37 Tình hình tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam37 4.1.1 Tình hình biến động khả sinh lời bình quân 38 4.1.2 Tình hình biến động kỳ thu tiền bình quân 39 4.1.3 Tình hình biến động kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân 40 4.1.4 Tình hình biến động kỳ tốn bình qn 41 4.1.5 Tình hình biến động chu kỳ luân chuyển tiền bình quân 42 4.2 Kết nghiên cứu 42 4.2.1 Thống kê mô tả liệu 42 4.2.2 Phân tích tương quan 45 4.2.3 Kết hồi quy 47 4.3 Thảo luận kết nghiên cứu 52 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT 60 5.1 Kết luận 60 5.2 Một số đề xuất 60 5.2.1 Xuất phát từ mối quan hệ nghịch biến kỳ thu tiền bình quân khả sinh lời 61 5.2.2 Xuất phát từ mối quan hệ nghịch biến kỳ luân chuyển hàng tồn kho khả sinh lời 63 5.2.3 Xuất phát từ mối quan hệ nghịch biến kỳ tốn bình qn khả sinh lời 64 5.2.4 Xuất phát từ mối quan hệ nghịch biến chu kỳ luân chuyển tiền khả sinh lời 65 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 65 V DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Viết tắt CCC CR Tiếng anh Tiếng Việt Cash Conversion Cycle Chu kỳ luân chuyển tiền mặt Current Ratio Tỷ lệ toán hành DN Doanh nghiệp FEM Fixed Effect Model Mơ hình hiệu ứng cố định FAR Financial Asset Ratio Tỷ lệ tài sản tài GLS Generalized Least Square Bình phương tối thiểu tổng quát GOP Gross Operating Profit Lợi nhuận hoạt động gộp HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sở giao dịch chứng khốn TP Hồ HOSE ICP Chí Minh Inventory Conversion Period Kỳ luân chuyển hàng tồn kho LEV Leverage Đòn bẩy tài OLS Ordinary Least Square Bình phương tối thiểu thơng thường PDP Payment Deferral Period Kỳ tốn bình quân RCP REM Receivables collection Period Random Effect Model SIZE VIF WCM Kỳ thu tiền bình qn Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên Quy mô công ty Variance Inflation Factor Working Capital Management Nhân tử phóng đại phương sai Quản trị vốn luân chuyển VI DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 3.1: Tổng hợp biến nghiên cứu 31 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 43 Bảng 4.2:Phân tích tương quan Pearson 46 Bảng 4.3:Kết hồi quy tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời theo phương pháp hiệu ứng cố định (FEM) 48 Bảng 4.4:Kết hồi quy tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) 53 VII DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ Hình 2.1:Chu kỳ ln chuyển tiền mặt(CCC) chu kỳ kinh doanh (OC) Hình 3.1:Quy trình nghiên cứu 25 Hình 4.1: Tình hình biến động khả sinh lời bình quân 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 đến 38 Hình 4.2: Tình hình biến động kỳ thu tiền bình quân 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 đến năm 2018 39 Hình 4.3: Tình hình biến động kỳ luân chuyển hàng tồn kho bình quân 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 đến năm 2018 40 Hình 4.4:Tình hình biến động kỳ tốn bình qn 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Năm từ năm 2013 đến năm 2018 41 Hình 4.5: Tình hình biến động chu kỳ luân chuyển tiền bình quân 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 đến năm 2018 42 VIII TÓM TẮT Đề tài: Tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Quản trị vốn luân chuyển nhân tố ảnh hưởng đến thành cơng hay thất bại cơng ty tác động đến khả sinh lời công ty Mẫu nghiên cứu gồm 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2013 – 2018 Với mục tiêu cung cấp chứng thực nghiệm tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp, nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy đa biến theo phương pháp bình phương tối thiểu thơng thường ( Pooled OLS), mơ hình hiệu ứng cố định (FEM), mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) Chu kỳ luân chuyển tiền mặt (CCC) ba thành phần cấu thành nên chu kỳ luận chuyển tiền mặt kỳ thu tiền bình quân (RCP), kỳ luân chuyển hàng tồn kho (ICP) kỳ tốn bình quân (PDP) biến độc lập sử dụng để đánh giá hiệu quản trị vốn luân chuyển Biến phụ thuộc tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp (GOP) sử dụng để đo lường khả sinh lời doanh nghiệp Ngồi ra, tác giả cịn đưa vào mơ hình hồi quy biến kiểm sốt quy mơ cơng ty, địn bẩy tài chính, tỷ lệ tốn hành tỷ lệ tài sản tài Kết nghiên cứu cho thấy tiêu phản ánh vốn luân chuyển( chu kỳ luân chuyển tiền mặt, kỳ thu tiền bình quân, kỳ ln chuyển hàng tồn kho, kỳ tốn bình qn ) có mối quan hệ nghịch biến với khả sinh lời Điều cho thấy doanh nghiệp nâng cao khả sinh lời thông qua việc quản trị hiệu vốn luân chuyển Từ khóa: Quản trị vốn luân chuyển, khả sinh lời IX 89 BED Sách Đà Nẵng HNX 90 BII Phát triển Công nghiệp Bảo Thư HNX 91 BKC Khoáng sản Bắc Kạn HNX 92 BLF Thủy sản Bạc Liêu HNX 93 BPC Bao bì Bỉm Sơn HNX 94 BSC Dịch vụ Bến Thành HNX 95 BST BISATHICO HNX 96 BTS Xi măng Bút Sơn HNX 97 BTW Cấp nước Bến Thành HNX 98 BVS Chứng khốn Bảo Việt HNX 99 BXH Bao bì Xi măng HP HNX 100 C92 XD & ĐT 492 HNX 101 CDN Cảng Đà Nẵng HNX 102 CEO Tập đoàn CEO HNX 103 CIA DV Sân Bay Cam Ranh HNX 104 CJC Cơ điện Miền Trung HNX 105 c CokyVina HNX 106 CLH Xi măng La Hiên HNX 107 CLM Xuất nhập Than - Vinacomin HNX 108 CMC Đầu tư CMC HNX 109 CMS CM Vietnam HNX 110 CPC Thuốc sát trùng Cần Thơ HNX 111 CSC Tập đoàn COTANA HNX 112 CTB Bơm Hải Dương HNX 113 CTC Gia Lai CTC HNX 114 CTT Chế tạo máy Vinacomin HNX 115 CTX CONSTREXIM HNX 116 CX8 Constrexim số HNX 117 DGC Hóa chất Đức Giang HNX 118 DHP Điện Hải Phòng HNX 71 119 DHT Dược phẩm Hà Tây HNX 120 DID DIC - Đồng Tiến HNX 121 DIH PT Xây dựng Hội An HNX 122 DL1 Bến xe ĐLGL HNX 123 DNC Điện nước Hải Phòng HNX 124 DNM Y tế Danameco HNX 125 DNP Nhựa Đồng Nai HNX 126 DNY Thép DANA Ý HNX 127 VGS Ống thép Việt Đức HNX 128 VHL Viglacera Hạ Long HNX 129 VIE CN Viễn thông VI TE CO HNX 130 VIF Lâm nghiệp Việt Nam HNX 131 VIG CK TM CN Việt Nam HNX 132 VIT Viglacera Tiên Sơn HNX 133 VKC Cáp nhựa Vĩnh Khánh HNX 134 VLA PT Công nghệ Văn Lang HNX 135 VMC VIMECO HNX 136 VMI KS Đầu tư VISACO HNX 137 VMS Phát triển Hàng Hải HNX 138 VNC VINACONTROL HNX 139 VNF VINAFREIGHT HNX 140 VNT Vận tải ngoại thương HNX 141 VSA Đại lý Hàng hải VN HNX 142 PTC Đầu tư xây dựng Bưu Điện HOSE 143 PVC Dung dịch khoan & Hóa phẩm dầu khí HNX 144 PVD Khoan & DV khoan dầu khí HOSE 145 PVG KD Khí hóa lỏng miền bắc HNX 146 PVS DV kỹ thuật dầu khí Việt Nam HNX 147 PVT Vận tải dầu khí HOSE 148 PVX Xây lắp dầu khí Việt Nam HNX 72 149 RAL Bóng đèn phíc nước Rạng Đơng HOSE 150 RCL Địa ốc Chợ Lớn HNX 151 REE Cơ điện lạnh HOSE 152 S99 SCI HNX 153 SAV Hợp tác kinh tế & xnk Savimex HOSE 154 SC5 Xây dựng số HOSE 155 SCD Nước giải khát Chương Dương HOSE 156 SCJ Xi măng Sài Sơn HNX 157 SCL Sông Đà Cao Cường HNX 158 SD2 Sông Đà HNX 159 SD4 Sông Đà HNX 160 SD6 Sông Đà HNX 161 SD9 Sồng Đà HNX 162 SDA Simco Sông Đà HNX 163 SDN Sơn Đồng Nai HNX 164 SDT Sông Đà 10 HNX 165 SDY Xi măng Sông Đà HNX 166 SEB ĐT & PT Điện miền trung HNX 167 SFC Nhiên liệu Sài Gịn HOSE 168 SJ1 Nơng nghiệp Hùng Hậu HNX 169 SJE Sông Đà 11 HNX 170 SMT Vật liệu điện viễn thông Sam Cường HNX 171 SSC Giống trông miền nam HOSE 172 SSM Chế tạo kết cấu thép HNX 173 STG Kho vận miền nam HOSE 174 STT Vận chuyển Sài Gòn HOSE 175 SVC Dịch vụ tổng hợp Sài Gòn HOSE 176 BTS Xi măng Bút Sơn HNX 177 BST BISATHICO HNX 178 CJC Cơ điện Miền Trung HNX 73 179 FCM Khoáng sản FECON HOSE 180 CAV Dây cáp điện Việt Nam HOSE 181 CCI CIDICO HOSE 182 CX8 Constrexim số HNX 183 DGC Hóa chất Đức Giang HNX 184 VMS Phát triển Hàng Hải HNX 185 CIG Xây dựng COMA 18 HOSE 186 CII Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM HOSE 187 CVT CMC JSC HOSE 188 D2D Phát triển Đô thị số HOSE 189 DID DIC - Đồng Tiến HNX 190 FCN FECON CORP HOSE 191 FDC FIDECO HOSE 192 BBS Bao bì Xi măng Bút Sơn HNX 193 BCC Xi măng Bỉm Sơn HNX 194 VSA Đại lý Hàng hải VN HNX 195 DNY Thép DANA Ý HNX 196 VGS Ống thép Việt Đức HNX 197 VHL Viglacera Hạ Long HNX 198 BTS Xi măng Bút Sơn HNX 199 BTW Cấp nước Bến Thành HNX 200 VGP Cảng rau HNX 201 VKC Cáp nhựa Vĩnh Khánh HNX 202 VNM Sữa VN HOSE 203 ALT Văn hóa Tân Bình HNX 204 AMC Khống sản Á Châu HNX 205 VNS Ánh Dương VN HOSE 206 VTF Thức ăn chăn nuôi Việt Thắng HOSE 207 VTO Vận tải xăng dầu Vitaco HOSE 208 TTC Gạch men Thanh Thanh HNX 74 209 TVD Than Vàng Danh HNX 210 TSB Ắc quy tia sáng HNX 211 THB Bia Thanh Hóa HNX 212 TIE TIE HOSE 213 TAC Dầu thực vật Tường An HOSE 214 TLG Thiên Long HOSE 215 TNC Cao su Thống Nhất HOSE PHỤ LỤC 2: Hồi quy theo phương pháp Pooled OLS Mơ hình 1: Source SS df MS Model Residual 6.98207124 20.9116134 455 1.39641425 04595959 Total 27.8936846 460 060638445 GOP Coef RCP SIZE LEV FAR CR _cons -.000122 -.029105 -.2337277 4541468 -.0074546 1.128865 Std Err .000023 007743 0515191 0612977 0014582 2013122 t Number of obs F(5, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| -5.31 -3.76 -4.54 7.41 -5.11 5.61 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 461 30.38 0.0000 0.2503 0.2421 21438 [95% Conf Interval] -.0001672 -.0443214 -.3349727 333685 -.0103203 7332484 -.0000769 -.0138886 -.1324828 5746085 -.004589 1.524482 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mơ hình 2: Source SS df MS Model Residual 6.3275038 21.5661808 455 1.26550076 0473982 Total 27.8936846 460 060638445 GOP Coef ICP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000719 -.0313153 -.2124866 4356945 -.0074653 1.172354 Std Err .0000195 0078458 0523393 0623403 0014808 2042005 t -3.68 -3.99 -4.06 6.99 -5.04 5.74 Number of obs F(5, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 461 26.70 0.0000 0.2268 0.2183 21771 [95% Conf Interval] -.0001103 -.0467338 -.3153434 3131838 -.0103754 7710607 -.0000336 -.0158968 -.1096299 5582051 -.0045551 1.573647 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mô hình 3: 75 Source SS df MS Model Residual 6.07344691 21.8202377 455 1.21468938 047956566 Total 27.8936846 460 060638445 GOP Coef PDP SIZE LEV FAR CR _cons -.0001984 -.0317881 -.2026405 4415582 -.0075 1.18064 Std Err .0000697 00789 0530264 062656 0014896 2053824 t Number of obs F(5, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| -2.85 -4.03 -3.82 7.05 -5.04 5.75 = = = = = = 461 25.33 0.0000 0.2177 0.2091 21899 [95% Conf Interval] 0.005 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0003353 -.0472934 -.3068476 3184271 -.0104273 7770239 -.0000615 -.0162829 -.0984334 5646892 -.0045727 1.584255 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mơ hình 4: Source SS df MS Model Residual 6.88688902 21.0067956 455 1.3773778 046168782 Total 27.8936846 460 060638445 GOP Coef CCC SIZE LEV FAR CR _cons -.0000683 -.0298004 -.226163 4418686 -.0074461 1.143517 Std Err .0000134 0077533 0515963 0614428 0014615 2016609 t Number of obs F(5, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| -5.10 -3.84 -4.38 7.19 -5.09 5.67 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 461 29.83 0.0000 0.2469 0.2386 21487 [95% Conf Interval] -.0000946 -.0450371 -.3275596 3211219 -.0103182 7472152 -.000042 -.0145638 -.1247664 5626154 -.0045739 1.53982 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 76 PHỤ LỤC 3: Hồi quy theo phương pháp REM Mơ hình 1: Random-effects GLS regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2517 between = 0.2076 overall = 0.2098 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) GOP Coef Std Err z RCP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000533 -.0366191 -.1756775 732489 -.0057978 1.255268 0000192 0130957 0718404 0722517 0013325 3469582 sigma_u sigma_e rho 16243434 13544854 58985455 (fraction of variance due to u_i) -2.77 -2.80 -2.45 10.14 -4.35 3.62 P>|z| 0.006 0.005 0.014 0.000 0.000 0.000 = = 137.66 0.0000 [95% Conf Interval] -.000091 -.0622862 -.316482 5908783 -.0084094 5752427 -.0000156 -.0109519 -.0348729 8740996 -.0031862 1.935294 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mô hình 2: Random-effects GLS regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2496 between = 0.1870 overall = 0.1917 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) GOP Coef Std Err z ICP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000229 -.0401438 -.1608609 7410025 -.00538 1.336349 0000174 013254 0724534 0728502 0013304 3517896 sigma_u sigma_e rho 16697359 13587093 60162978 (fraction of variance due to u_i) -1.32 -3.03 -2.22 10.17 -4.04 3.80 P>|z| 0.188 0.002 0.026 0.000 0.000 0.000 = = 130.67 0.0000 [95% Conf Interval] -.000057 -.0661212 -.3028669 5982188 -.0079876 6468541 0000112 -.0141664 -.0188548 8837862 -.0027725 2.025844 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 77 Mơ hình 3: Random-effects GLS regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2493 between = 0.1804 overall = 0.1868 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) GOP Coef PDP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000503 -.0403399 -.1578603 7434629 -.0053635 1.339269 0000589 0133728 0726979 0730177 0013308 3549051 sigma_u sigma_e rho 16936011 13594826 60814126 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -0.85 -3.02 -2.17 10.18 -4.03 3.77 P>|z| 0.393 0.003 0.030 0.000 0.000 0.000 = = 129.73 0.0000 [95% Conf Interval] -.0001657 -.0665502 -.3003456 6003508 -.0079718 6436675 0000652 -.0141297 -.015375 886575 -.0027551 2.03487 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mơ hình 4: Random-effects GLS regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2507 between = 0.2039 overall = 0.2057 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) GOP Coef CCC SIZE LEV FAR CR _cons -.000028 -.0379666 -.1712565 7341804 -.0056169 1.287606 0000117 0130911 071926 0723976 0013303 3470266 sigma_u sigma_e rho 16267062 13558618 59006639 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -2.40 -2.90 -2.38 10.14 -4.22 3.71 P>|z| 0.017 0.004 0.017 0.000 0.000 0.000 = = 135.21 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000508 -.0636247 -.3122287 5922837 -.0082242 6074462 -5.10e-06 -.0123086 -.0302842 876077 -.0030095 1.967765 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 78 PHỤ LỤC 4: Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy FEM Pooled (Likelihood) Mơ hình 1: Fixed-effects (within) regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2586 between = 0.1809 overall = 0.1891 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, Xb) F(5,379) Prob > F = -0.3737 = = GOP Coef RCP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000343 -.0479565 -.1788738 9113443 -.0051399 1.538581 0000199 0244642 0953705 0843776 0014087 6587639 sigma_u sigma_e rho 19983637 13544854 68520882 (fraction of variance due to u_i) Std Err t P>|t| -1.72 -1.96 -1.88 10.80 -3.65 2.34 0.086 0.051 0.061 0.000 0.000 0.020 26.44 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000734 -.0960592 -.3663954 7454374 -.0079099 2432914 F test that all u_i=0: F(76, 379) = 10.01 4.91e-06 0001461 0086479 1.077251 -.00237 2.833871 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận : Prob bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 2: Fixed-effects (within) regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2539 between = 0.1719 overall = 0.1797 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, Xb) F(5,379) Prob > F = -0.4009 Std Err t GOP Coef ICP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000139 -.0540691 -.1696034 9194693 -.0048501 1.694722 0000182 0242152 0957265 0845512 0014017 6529824 sigma_u sigma_e rho 20373916 13587093 6921671 (fraction of variance due to u_i) -0.77 -2.23 -1.77 10.87 -3.46 2.60 F test that all u_i=0: F(76, 379) = 10.38 P>|t| = = 0.444 0.026 0.077 0.000 0.001 0.010 25.80 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000497 -.101682 -.357825 753221 -.0076063 4108003 0000219 -.0064562 0186182 1.085718 -.002094 2.978644 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 79  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 3: Fixed-effects (within) regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2531 between = 0.1680 overall = 0.1767 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, Xb) F(5,379) Prob > F = -0.4000 = = GOP Coef PDP SIZE LEV FAR CR _cons -.0000241 -.0542492 -.165724 9181322 -.00484 1.697036 0000613 0243604 0958147 0845913 0014025 6563411 sigma_u sigma_e rho 20412724 13594826 69273529 (fraction of variance due to u_i) Std Err t -0.39 -2.23 -1.73 10.85 -3.45 2.59 P>|t| 0.694 0.027 0.085 0.000 0.001 0.010 25.69 0.0000 [95% Conf Interval] -.0001447 -.1021476 -.3541189 7518051 -.0075977 4065103 F test that all u_i=0: F(76, 379) = 10.55 0000964 -.0063508 0226709 1.084459 -.0020823 2.987563 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 4: Fixed-effects (within) regression Group variable: MãCK1 Number of obs Number of groups = = 461 77 R-sq: within = 0.2571 between = 0.1799 overall = 0.1871 Obs per group: = avg = max = 6.0 corr(u_i, Xb) F(5,379) Prob > F = -0.3876 = = GOP Coef CCC SIZE LEV FAR CR _cons -.0000179 -.050651 -.1778537 9162836 -.0050104 1.609374 0000121 0243151 0955756 0843753 0014039 6551119 sigma_u sigma_e rho 20134308 13558618 6880043 (fraction of variance due to u_i) Std Err t -1.48 -2.08 -1.86 10.86 -3.57 2.46 F test that all u_i=0: F(76, 379) = 10.05 P>|t| 0.140 0.038 0.064 0.000 0.000 0.014 26.23 0.0000 [95% Conf Interval] -.0000417 -.0984604 -.3657787 7503813 -.0077708 3212651 5.92e-06 -.0028416 0100712 1.082186 -.00225 2.897483 Prob > F = 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM 80 PHỤ LỤC 5: Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy FEM Note: the rank of the differenced being tested (5); be sure test Examine the output scaling your variables so variance matrix (4)test) does REM ( Hausman this is what you expect, Mơ hình 1: not equal the number of coefficients or there may be problems computing the of your estimators for anything unexpected and possibly consider that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) fem1 rem1 RCP SIZE LEV FAR CR -.0000343 -.0479565 -.1788738 9113443 -.0051399 -.0000533 -.0366191 -.1756775 732489 -.0057978 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .000019 -.0113374 -.0031963 1788553 0006579 5.14e-06 020664 0627256 0435807 0004572 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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 19.59 Prob>chi2 = 0.0006 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 2: Coefficients (b) (B) fem2 rem2 ICP SIZE LEV FAR CR -.0000139 -.0540691 -.1696034 9194693 -.0048501 (b-B) Difference -.0000229 -.0401438 -.1608609 7410025 -.00538 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 8.95e-06 -.0139253 -.0087425 1784668 0005299 5.35e-06 0202659 0625625 0429158 0004414 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) = 26.58 Prob>chi2 = 0.0001 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 3: Coefficients (b) (B) fem3 rem3 PDP SIZE LEV FAR CR -.0000241 -.0542492 -.165724 9181322 -.00484 -.0000503 -.0403399 -.1578603 7434629 -.0053635 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0000261 -.0139093 -.0078636 1746693 0005235 0000171 0203616 0624136 0427096 0004428 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) = 24.46 Prob>chi2 = 0.0002 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 81  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM Mơ hình 4: Coefficients (b) (B) fem4 rem4 CCC SIZE LEV FAR CR -.0000179 -.050651 -.1778537 9162836 -.0050104 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0000101 -.0126844 -.0065973 1821033 0006065 3.27e-06 0204902 0629393 0433334 0004486 -.000028 -.0379666 -.1712565 7341804 -.0056169 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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 20.58 Prob>chi2 = 0.0004 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Kết luận: Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: chọn FEM PHỤ LỤC 6: Kiểm tra tượng đa cộng tuyến Mơ hình 1: Variable VIF 1/VIF LEV CR FAR SIZE RCP 1.34 1.22 1.21 1.16 1.01 0.748525 0.820778 0.825583 0.859743 0.993046 Mean VIF 1.19 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mơ hình 2: Variable VIF 1/VIF LEV CR FAR SIZE ICP 1.34 1.22 1.21 1.16 1.01 0.747952 0.820781 0.823184 0.863563 0.989489 Mean VIF 1.19 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 82 Mơ hình 3: Variable VIF 1/VIF LEV CR FAR SIZE PDP 1.36 1.22 1.21 1.16 1.03 0.737277 0.820750 0.824509 0.863983 0.970424 Mean VIF 1.20 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 Mơ hình 4: Variable VIF 1/VIF LEV CR FAR SIZE CCC 1.33 1.22 1.21 1.16 1.00 0.749685 0.820772 0.825430 0.861360 0.996618 Mean VIF 1.19 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12 PHỤ LỤC 7: Kiểm tra tượng phương sai thay đổi Mơ hình 1: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = 1.3e+06 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có phương sai sai số thay đổi 83 Mơ hình 2: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = 1.7e+06 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có phương sai sai số thay đổi Mơ hình 3: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = 2.4e+06 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có phương sai sai số thay đổi Mơ hình 4: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = 1.1e+06 0.0000 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có phương sai sai số thay đổi PHỤ LỤC 8: Kiểm tra tượng tự tương quan Mơ hình 1: 84 Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có tự tương quan Mơ hình 2: Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có tự tương quan Mơ hình 3: Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có tự tương quan Mơ hình 4: Nguồn: Kết truy xuất Stata 12  Prob < 0.05 => bác bỏ H0 => chấp nhận H1: có tự tương quan 85 ... đến năm 2018 42 VIII TÓM TẮT Đề tài: Tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Quản trị vốn luân chuyển nhân tố ảnh hưởng đến. .. chiến lược quản trị tài doanh nghiệp Chính vậy, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “ Tác động quản trị vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam? ?? 1.2 Mục tiêu... nghiên cứu tác động thành phần vốn luân chuyển đến khả sinh lời doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Đề tài sử dụng liệu báo cáo tài 215 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán thành