5. Ket cấu bài nghiên cứu
5.2. Hạn chế của Khóa luận và hướng nghiên cứu tiếp theo
Từ một số nguyên nhân mà đề tài gặp phải một số hạn chế sau:
Thứ nhất, số lượng doanh nghiệp thu thập để thực hiện hồi quy tương đối thấp, bởi vì Khóa luận yêu cầu sử dụng dữ liệu dạng bảng cân bằng do đó dữ liệu doanh nghiệp được thu thập phải có số liệu đầy đủ trong vòng 11 năm liên tiếp nhằm kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình nghiên cứu. Vì vậy, số lượng doanh nghiệp được hồi quy tương đối thấp thì kết quả nghiên cứu của Luận văn chưa thật sự mang tính đại diện cho toàn thị trường.
Thứ hai, đề tài nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách tín dụng thương mại đến hiệu quả hoạt động kinh doanh các công ty sản xuất vật liệu xây dựng là một đề tài còn chưa được nghiên cứu nhiều ở Việt Nam. Do đó, hiện tại vẫn chưa có nhiều nghiên cứu khác để làm cơ sở so sánh và kiểm chứng.
STT Tên công ty Mã cổ phiếu
1 Công ty Cổ phần Nhựa Bình Minh BMP
2 Công ty Cổ phần Cát Lợi CLC
3 Công ty Cổ phần Kim Khí Hồ Chí Minh HMC
4 Công ty Cổ phần VLXD Lâm Đồng LBM
5 Công ty Cổ phần Bao bì Mỹ Châu MCP
6 Công ty Cổ phần Nam Việt NAV
7 Công ty Cổ phần gốm sứ Taicera TCR
8 Công ty Cổ phần Xi măng Hà Tiên 1 HT1
9 Công ty Cổ phần Nhựa Tân Đại Hưng TPC
10 Công ty Cổ phần VLXD Đà Nang DXV
11 Công ty Cổ phần Bao bì Biên Hòa SVI
12 Công ty Cổ phần Đông Hải Bến Tre DHC
13 Công ty Cổ phần CMC CVT
14 Công ty Cổ phần Khoáng sản Bình Dương KSB
15 Công ty Cổ phần Cường Thuận Idico CTI
16 Công ty Cổ phần Khoáng sản Fecon FCM
17 Công ty Cổ phần Hoàng Minh KPF
18 Công ty Cổ phần Everland EVG
19 Công ty Cổ phần An Tiến HII
20 Công ty Cổ phần Đô Thị Thăng Long TLD
21 Công ty Cổ phần Đầu tư SX TM HCD HCD
22 Công ty Cổ phần CIC30 C32
Cuối cùng, kết quả nghiên cứu chỉ mang tính đại diện cho các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực vật liệu xây dựng niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh mà chưa có sự bao trùm các công ty cùng lĩnh vực trên cả sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Điều này bỏ sót nhiều công ty trong cùng lĩnh vực với mức vốn hóa thấp hơn. Cho nên kết quả nghiên cứu chưa có tính đại diện cao cho đặc điểm của các doanh nghiệp hoạt động trong cùng ngành được niêm yết trên thị trường Chứng khoán Việt Nam.
PHỤ LỤC
26 Công ty Cổ phần Xi Măng Hải Vân HVX
29 Công ty Cổ phần TĐ Hòa Phát HPG
30 Công ty Cổ phần TĐ Hoa Sen HSG
31 Công ty Cổ phần NL và BĐS Trường Thành TEG
32 Công ty Cổ phần PT Dương Hiếu DHM
33 Công ty Cổ phần TĐ Thành Nam TNI
34 Công ty Cổ phần Thép Nam Kim NKG
35 Công ty Cổ phần Thép Tiến lên TLH
36 Công ty Cổ phần Thép Pomina POM
TCR
w TCP -.0550243 -.0581786 .0031543 .0050535
w SALE- -.0171093 -.0214116 .0043023 .0058988
W A 1.45e-15 7.16e-16 7.38e-16 3.85e-16 GE LIQ- -.0020554 -.0005176 -.0015378 .0005703 W
.0054608 .0069082 -.0014473 .0004325
GDP
w .2283735 .2523526 -.023979
b = consistent under Ho and Ha, obtained from Xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho, obtained from Xtreg
Fixed-effects (within) regression Number of Obs 383
Group variable: FIRMMH Number o
f groups =
37
R-sq: Obs per group:
within = 0.0586 min = 7
between = 0.0019 avg = 10.4
overa 11 - 0.0001 max = 11
F (6,340) = 3.53
corr (u_i, Xb) -0.3960 Prob > F = 0.0021
ROA Coef. Std. Err. t p> t∣ ∣ [95% Conf Interval]
TCRw - .0550243 .0313369 -1.76 0.080 - .1166628 .0066143
TCP_W - .0171093 .0357744 -0.48 0.633 - .0874763 .0532576
SALE-W 1.45e-15 8.28e-16 1.76 0.080 -1.76e-16 3.08e-15
AGE - .0020554 .0008019 -2.56 0 . 011 - .0036327 - . 0004782 LIQ-W .0054608 .002345 2.33 0.020 .0008483 .0100734 GDPw .2283735 . 1887029 1.21 0.227 - .1427987 .5995458 cons .0922272 .0218948 4.21 0.000 .0491609 .1352934 sig auɪɪɪ .0786434 sigma_e .04365997
rho .76440507 (fraction of variance due to u_i)
F test that all U-I=O: F(36 340) = 22 . 95 Prob > F = 0.0000
48 Phụ lục 2. Kết quả Hausman
. asdoc hausman fem rem
(File Myfile.doc already exists, option append was assumed)
Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (6)Ĩbe sure
this is what you expect, or there may be problems computing the test. Examine the output of your estimators for
anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale.
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2 (5) = (b-B) ,[ (V b-V B) ^ (-1) 1 (b-B)
= 20.81
Prob>chi2 = 0.0009
(V b-V B is not positive definite)
Nguồn: Kết quả nghiên cứu Phụ lục 3. Mô hình nhân tố tác động cố định.
Variable VIF 1/VIF LIQ_W 1.13 0.88809 3 SALE_w 1.11 0.89967 5 TCPw 1.08 0.92977 2 TCRw 1.07 0.93541 5 AGE 1.00 0.99670 7 GDPw 1.00 0.99800 4 Mean VIF 1.06
Nguồn: Kết quả nghiên cứu 49 Phụ lục 4. Kiểm định PSSS thay đổi của mô hình FEM
. xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticitỵ in fixed effect regression model
HO: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (37) = 2511.75
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả nghiên cứu Phụ lục 5. Kiểm định hiện tượng Đa cộng tuyến
Coefficients: generalized least squares Panels: Heteroskedastic
Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 37
Estimated autocorrelations = O Number of groups =
Estimated coefficients = 6 Obs per group:
min = 7 avg = 10.35135 max = 11 Wald chi2 (5) = 60.97 Prob > chi2 = 0.0000 RO A . Coef Std. Err. Z p>∣z∣ [95% Conf. Interval ] TCR- W 3 -.044148 .0160009 2.76- 0.006 -.0755095 -.0127871 TCP- W SALE- 9 -.036794 .0282853 1.30- 0.193 0922331-. 0186433.
W AG 15 1.19e- 3.87e-16 8 3.0 0.002 4.35e-16 151.95e- E LIQ- 0002166. .0001902 4 1.1 0.255 -.0001562 0005895.
W GDP- 0185572. .0026538 9 6.9 0.000 .0133559 0237585.
W — 184548. .1936532 5 0.9 0.341 -.1950052 .5641012
cons 0123531. .0142595 7 0.8 0.386 -.0155951 .0403012
Nguồn: Kết quả nghiên cứu
50 Phụ lục 6. . Kiểm định hiện tượng tự tương quan.
. Xtserial ROA TCR_W TCP_W SALE_W AGE LIQ_W GDP_W
Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first order autocorrelation
F( 1, 36) = 36.998
Prob > F = 0.0000
Nguồn: Kết quả nghiên cứu. Phụ lục 7. Hồi quy FGLS để khắc phục hiện tượng PSSS thay đổi.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] . Nguyễn Hồng Anh (2018), ‘Các phương pháp phân tích khả năng sinh lợi trong doanh nghiệp’, Công thương Industry and Trade Magazine, truy cập lần cuối ngày 25
tháng 4 năm 2020, từ <http://www.tapchicongthuong.vn/bai-viet/cac-phuong-phap- phan-tich-kha-nang-sinh-loi-trong-doanh-nghiep-53643.htm>
[2] . Cộng đồng sinh viên nghiên cứu khoa học (không năm xuất bản), Giới thiệu phần mềm STATA, truy cập ngày 4 tháng 4 năm 2020, từ <https://rces.info/sinh-vien- kinh-te-
nckh/gioi-thieu-phan-mem-stata/>.
[3] . Dữ liệu bảng Panel Data là gì (2017), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<http://phantichstata.com/du-lieu-bang-panel-data-la-gi.html>.
[4] . Hồi qui dữ liệu bảng pool ols fem rem trên eviews (2019), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<https://luanvanhay.org/huong-dan/hoi-qui-du-lieu-bang- pool-ols-
fem-rem-tren-eviews/>.
[5] . Hồi qui dữ liệu bảng pool ols fem rem trên eviews (2019), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ<https://luanvanhay.org/huong-dan/hoi-qui-du-lieu-bang- pool-ols-
fem-rem-tren-eviews/>.
[6] . Lê Thị Hồng Khánh (2017), ‘Nghiên cứu ảnh hưởng của quản trị lợi nhuận đến tỷ suất sinh lời trên cổ phiếu -trường hợp các công ty niêm yết thuộc nhóm ngành chế biến
lương thực thực phẩm’, luận văn thạc sĩ, Đại học Đà Nang
[7] . Tốc độ tăng trưởng GDP là gì? (Giải thích & Công thức) (2020), truy cập ngày 25 tháng 4 năm 2020, từ< https://vie.routestofinance.com/what-is-gdp-growth-rate>. [8] Trần Ái Kết (2016), “Yếu tố ảnh hưởng tới tín dụng thương mại của doanh nghiệp
ngành xây dựng Việt Nam”. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, số 20 (628), trang 15-18; [9] Ferris, J. S., 1981. A transactions theory of trade credit use. Quarterly
[11] .Martinez- Sola, C., García- Teruel, P. J., and Martinez- Solano, P., 2013. Trade
credit policy and firm value. Accounting & Finance, 53: 791-808.
[12] Nadiri, N. I., 1969. The determinants of trade credit terms in the U.S. total manufacturing sector. Econometrica, 37: 408-423.
[13] Darush Yazdanfar Peter Ohman, 2016. The impact of trade credit use on
firm
profitability: empirical evidence from Sweden. < https://doi.org/10.1108/JAMR- 09-2015-
0067>.
[14] Ala'a Adden A. Abuhommous, 2017. The Impact of Offering Trade Credit
on Firms'
Profitability. < https://doi.org/10.1002/jcaf.22298>.
[15] Alfredo Juan Grau, Araceli Reig, 2018. Trade credit and determinants of
profitability in Europe. The case of the agri-food industry. <https://doi.org/10.1016/j.ibusrev.2018.02.005>.
[16] Huân Công Hoàng, Qin Xiao và Saeed Akbar; 2019. Trade credit, firm
profitability,
and financial constraints.< https://doi.org/10.1108/HMF-09-2018-0258>.
[17] Trần Thị Diệu Hường; Trần Thanh Tú và Đỗ Hồng Nhung (2018), “Nhân tố
tác
động tới chính sách tín dụng thương mại của doanh nghiệp”. DIÊN ĐÀN TÀI CHÍNH
TIỀN TỆ, số ra ngày 29/01/2018.
[18] Trần Ái Ket (2017), “Các yếu tố ảnh hưởng tới tín dụng thương mại của
doanh
nghiệp ngành giao thông vận tải niêm yết ở HOSE và HNX”. Tạp chí Công Thương số ra
ngày 28/11/2017.
[19] Phạm Quốc Việt - và Phạm Trần Quang Phúc (2020), “Tín dụng thương mại
và hiệu
quả hoạt động của các công ty niêm yết ở Việt Nam”. Tạp chí Tài chính Kỳ 1 Tháng
3/2020.
Nội dung yêu cau chỉnh sửa của Hội đồng
Nội dung đã chỉnh sửa
của sinh viên (ghi rõ vị trí chỉnh sửa:Ghi chú I
______dòng, mục, trang) '
Bo sung cơ sở lý thuyết cho
mô hình nghiên cứu
Thêm cơ sở lý luận - Thêm cơ sở lý luận tại
mục
2.2, về các nhân tố khác tác
động tới hiệu quà hoạt động
kinh doanh bao gồm các mục sau: 2.1.1. Các nhân tố ngoại sinh (trang 26). 2.2.2. Các nhân tố
Bảng kết quả tự gõ lại với
các thông SO trong bàng trinh bày bằng tiếng Việt
Sửa đổi các bảng kết quả trình bày theo tiếng Việt.
Bàng 4.1 Mô tả thống kê dữ liệu nghiên cứu (trang 37). Bảng 4.2 Ma trận tự tương quan (trang 40).
[23] Rajendra R. Vaidya (2011), The Determinants of trade credit: Evidence from
Indian
manufacturing firms. <
https://econpapers.repec.org/scripts/redir.pf?u=http%3A%2F%2Fwww.igidr.ac.in %2Fpd
f%2Fpublication%2FWP-2011-012.pdf;h=repec:ind:igiwpp:2011-012>
[24] Justyna Zygmunt (2013), Does liquidity impact on profitability?
<https://www.researchgate.net/profile/Justyna- Zygmunt/publication/321336644_2013_Zygmunt_J_Does_liquidity_impact_on_pr ofitabi lity_A_case_of_polish_listed_IT_companies/links/5a1d935b0f7e9b2a53176d21/20 13- Zygmunt-J-Does-liquidity-impact-on-profitability-A-case-of-polish-listed-IT- companies.pdf>.
[25] Qasim Saleem và Ramiz Ur Rehman (2011), Impacts of liquidity ratios on
profitability.
<https://www.academia.edu/22158743/Impacts_of_liquidity_ratios_on_profitability_Cas e_of_oil_and_gas_companies_of_Pakistan?from=cover_page>.
[26] Allen N. Berger và Gregory F. Udell (2005), A more complete Conceptual
Framework for financing of small and medium Enterprises. < A More Complete Conceptual Framework for Financing of Small and Medium ... - Allen N. Berger,
5. Bản giải trình sửa khóa luận tốt nghiệp NGẮN HÀNG NHÀ NU’ỚC VIỆT NAM
HỌC VIỆN NGÂN HÀNG CỘNG HOÀ XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAMĐộc lập - Tự do - Hạnh phúc
BẢN GIẢI TRÌNH CHỈNH SỬA KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP
1. Họ và tên sinli viên: Nguyễn Xuân Nam
2. Mã sinh viên: 20A4011135
ɜ' 'Γ^rf1 ■ K20CLCD Ngành: Tài chính doanh nghiệp
4. Ten đê tài: “Anh hưởng của chính sách tín dụng thương mại đến hiệu quả hoạt đọng kinh doanh của các doanh nghiệp sản xuất vật liệu xây dựng niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh”.