Phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trường chứng khoán việt nam

120 32 0
  • Loading ...
1/120 trang
Tải xuống

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 28/05/2019, 15:55

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG - HỒ VĂN HIỆP PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KẾ TOÁN Đà NẵngNăm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG - HỒ VĂN HIỆP PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Kế toán Mã số: 60.34.03.01 LUẬN VĂN THẠC SĨ KẾ TOÁN Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: PGS.TS Đƣờng Nguyễn Hƣng Đà NẵngNăm 2017 MỤC LỤC MỞ ĐẦU 1 Tính cấp thiết đề tài Mục tiêu nghiên cứu 3 Câu hỏi nghiên cứu 4 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Phƣơng pháp nghiên cứu Kết cấu đề tài Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài Tổng quan tài liệu nghiên cứu CHƢƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA DOANH NGHIỆP 12 1.1 VỐN LƢU ĐỘNG TRONG DOANH NGHIỆP 12 1.1.1 Khái niệm vốn lƣu động doanh nghiệp 12 1.1.2 Phân loại vốn lƣu động 13 1.1.3 Sự chu chuyển vốn lƣu động 15 1.2 QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG 15 1.2.1 Khái niệm quản trị vốn lƣu động 15 1.2.2 Nội dung quản trị vốn lƣu động 17 1.3 KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA DOANH NGHIỆP 20 1.3.1 Khái niệm 20 1.3.2 Các tiêu đo lƣờng 20 1.4 TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA DOANH NGHIỆP 22 1.4.1 Mối quan hệ quản trị vốn lƣu động khả sinh lời .22 1.4.2 Các nghiên cứu trƣớc tác động quản trị vốn lƣu động đến khả sinh lời doanh nghiệp 27 KẾT LUẬN CHƢƠNG 36 CHƢƠNG THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 37 2.1 ĐẶC ĐIỂM CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 37 2.2 THỰC TRẠNG QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG TẠI CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 39 2.3 CÁC GIẢ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 43 2.3.1 Các giả thuyết nghiên cứu 43 2.3.2 Mơ hình nghiên cứu 49 2.4 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 54 2.5 PHƢƠNG PHÁP ƢỚC LƢỢNG MƠ HÌNH 54 KẾT LUẬN CHƢƠNG 57 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC HÀM Ý ĐỀ XUẤT TỪ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 59 3.1 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 59 3.1.1 Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu 59 3.1.2 Mối quan hệ tƣơng quan biến mơ hình 63 3.1.3 Ƣớc lƣợng mơ hình kiểm định giả thuyết 64 3.2 CÁC HÀM Ý VÀ ĐỀ XUẤT TỪ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 81 3.2.1 Đối với công tác quản trị khoản phải thu 81 3.2.2 Đối với công tác quản trị hàng tồn kho 84 3.2.3 Đối với công tác quản trị khoản phải trả 86 3.2.4 Đối với công tác quản lý nợ 87 3.2.5 Đối với cơng tác đầu tƣ tài 87 3.2.6 Đối với công tác quảng bá, tiếp thị bán hàng 88 3.2.7 Các hàm ý đề xuất khác 89 KẾT LUẬN CHƢƠNG 92 KẾT LUẬN 93 TÀI LIỆU THAM KHẢO QUYẾT ĐỊNH GIAO ĐỀ TÀI LUẬN VĂN (bản sao) PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT ACP Kỳ thu tiền bình quân ACP Hệ số quay vòng phải thu AIP Hệ số quay vòng hàng tồn kho APP Hệ số quay vòng phải trả CCC Chu kỳ chuyển đổi tiền mặt CR Tỷ số toán thời CTR Tỷ trọng tài sản ngắn hạn DR Tỷ số nợ FAR Tỷ trọng tài sản tài FEM Fixed effects model GROW Tốc độ tăng trƣởng doanh thu HNX Sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hà Nội HOSE Sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh ICP Kỳ ln chuyển hàng tồn kho MI Tỷ số chi phí bán hàng tài sản NOP Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp REM Random effects model ROA Khả sinh lời Tài sản ROE Khả sinh lời vốn chủ sở hữu SIZE Quy mô Doanh nghiệp TSCĐ Tài sản cố định TTCK Thị trƣờng chứng khoán DANH MỤC CÁC BẢNG Số hiệu bảng Tên bảng Trang 2.1 Bảng giá trị tốc độ gia tăng tài sản từ năm 2012 2014 39 2.2 Bảng giá trị nợ ngắn hạn tốc độ tăng giảm qua năm 2012-2014 39 2.3 Bảng giá trị doanh thu tốc độ tăng giảm qua năm 2012-2014 39 2.4 Khả hoạt động ngành tháng đầu năm 2016 40 2.5 Khả toán ngành tháng đầu năm 2016 41 2.6 Cơ cấu Vốn lƣu động ngành sản xuất hàng tiêu dùng thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2012 – 2014 42 2.7 Các xác định biến mơ hình 52 3.1 Thống kê mơ tả biến mơ hình nghiên cứu 59 3.2 Bảng tƣơng quan biến mơ hình 63 3.3 Bảng mơ tả kết hồi quy mơ hình (2) 65 3.4 Kiểm định đa cộng tuyến cho mơ hình (2) 66 3.5 Kết mơ hình (2) 67 3.6 Bảng mơ tả kết hồi quy mơ hình (3) 69 3.7 Kiểm định đa cộng tuyến cho mơ hình (3) 71 3.8 Kết mơ hình (3) 72 3.9 Bảng tổng hợp kết hai mơ hình (2) (3) 75 MỞ ĐẦU Tính cấp thiết đề tài Trong kinh tế quốc gia nào, doanh nghiệp đƣợc coi tế bào kinh tế với nhiệm vụ chủ yếu thực hoạt động sản xuất kinh doanh nhằm tạo sản phẩm hàng hóa, dịch vụ cung cấp cho xã hội Doanh nghiệp thực một, số tất cơng đoạn q trình kinh doanh từ sản xuất đến tiêu thụ sản phẩm, dịch vụ thị trƣờng nằm mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận Để tiến hành sản xuất, số vốn đầu tƣ vào tài sản cố định (TSCĐ) nhƣ máy móc, thiết bị, nhà xƣởng ; doanh nghiệp phải bỏ số vốn để hình thành tài sản lƣu động phục vụ cho q trình sản xuất, vốn lƣu động Qua chu kỳ sản xuất kinh doanh, vốn lƣu động chuyển hố thành nhiều hình thái khác Đầu tiên, tham gia vào trình sản xuất, vốn lƣu động thể dƣới trạng thái sơ khai tiền tệ, qua giai đoạn dần chuyển thành sản phẩm dở dang hay bán thành phẩm Giai đoạn cuối trình sản xuất kinh doanh, vốn lƣu động đƣợc chuyển hoá vào sản phẩm cuối Khi sản phẩm đƣợc bán thị trƣờng thu tiền tệ hay hình thái ban đầu vốn lƣu động Nhƣ vậy, vốn lƣu động điều kiện để doanh nghiệp vào hoạt động hay nói cách khác vốn lƣu động điều kiện tiên trình sản xuất kinh doanh đảm bảo cho trình tái sản xuất doanh nghiệp đƣợc tiến hành thƣờng xuyên, liên tục Ali Hassan [1] cho vốn lƣu động thành phần quan trọng, đóng vai trò huyết mạch sản xuất kinh doanh doanh nghiệp Do đó, việc quản trị vốn lƣu động phần quan trọng định tài doanh nghiệp ảnh hƣởng đến tính khoản lợi nhuận doanh nghiệp [23] Quản trị vốn lƣu động bao gồm quản trị vốn tiền, quản trị hàng tồn kho, quản trị khoản phải thu quản trị khoản phải trả Việc quản trị hiệu nội dungtác động lớn đến thành cơng doanh nghiệp gây ảnh hƣởng đến doanh thu bán hàng ảnh hƣởng đến khả tạo lợi nhuận doanh nghiệp Vì vậy, quản trị vốn lƣu động khả sinh lời có mối quan hệ chặt chẽ với Nói cách khác, doanh nghiệp muốn tồn phát triển lãnh đạo doanh nghiệp cần trọng đến quản trị vốn lƣu động [40] Ở Việt Nam, ngành sản xuất hàng tiêu dùng ngành quan trọng, thiếu đƣợc hệ thống ngành kinh tế quốc dân, tạo đƣợc nhiều loại hàng hoá phục vụ cho thị trƣờng nƣớc Hơn nữa, ngành có giá trị xuất nhƣ sản phẩm đáp ứng yêu cầu thị trƣờng nƣớc ngồi Đặc điểm ngành này, tính cạnh tranh cao, chịu ảnh hƣởng lớn từ nguồn nguyên liệu đƣợc cung ứng để sản xuất; vốn lƣu động ln đóng vai trò quan trọng doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng Doanh nghiệp thuộc ngành cần có đủ lƣợng tiền để đảm bảo khả khoản cho khoản nợ ngắn hạn, cần có đủ lƣợng hàng tồn kho để phục vụ cho sản xuất kinh doanh, cần phải thực sách bán chịu để tăng doanh thu Bởi vậy, việc quản trị vốn lƣu động có vai trò quan trọng ngành sản xuất hàng tiêu dùng Nếu vốn lƣu động đƣợc quản trị không tốt dẫn đến tình trạng doanh nghiệp khơng đủ khả khoản, không đủ lƣợng hàng tồn kho cần thiết để thực việc sản xuất thƣờng xuyên mình, từ ảnh hƣởng đến lợi nhuận doanh nghiệp Nhận thức tầm quan trọng vấn đề này, nhiều nhà nghiên cứu nƣớc tập trung vào phân tích mối quan hệ quản trị vốn lƣu động khả sinh lợi nhƣ Deloof [10], Padachi [21], Binti Mohamad Mohd [19] Mohamad.N, and N.Saad(2010), “Working Capital Management: The Effects of Profitability in Malaysia” International Journal of Business, Vol 5, pp.140-147 [20] Nobanee, H (2009) “Working Capital Management and Firm’s Profitability: An Optimal Cash Conversion Cycle” [21] Padachi, K (2006), “Trends in working capital management and its impact on firms’performance: an analysis of Mauritian small manufacturing firms” International Review of business research papers, Vol 2,pp.45-58 [22] Pouraghajan.A (2012), “Impact of Working Capital Management on Profitability and Market Evaluation: Evidence from Tehran Stock Exchange”, Journal of Basic and Aplied Scientific Reseach, vol.3, pp.311- 317 [23] Raheman, A., & Nasr, M (2007), “Working capital management and profitability–case of Pakistani firms” International Review of business research papers, Vol 3,pp.279-300 [24] Sharma, A.K., & Kumar, S (2011) “Effect of working capital anagement on firm profitability: Empirical evidence from India” Global Business Review, Vol 12, pp.159-173 [25] Tran Viet Hoang, Impact of working capital mangement on firm profitability: The case of listed manufacturing firms on Ho Chi Minh stock exchange, 2015 [26] Van Horne, J.C and Wachowicz, J.M (2005) Fundamentals of financial management Prentice Hall, New York Tài liệu nƣớc: [27] Bùi Hữu Phƣớc chủ biên, giáo trình Tài doanh nghiệp, ĐH Kinh tế TPHCM, nhà xuất Lao động xã hội, năm 2007 [28] Bùi Thu Hiền Nguyễn Hoài Nam (2015), “Mối quan hệ quản trị vốn lưu động đến khả sinh lời công ty thực phẩm – đồ uống niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế đối ngoại số 71 – 2015 [29] Chu Thị Thuy Thủy (2014), “Quản trị vốn lưu động va khả sinh lời: Nghiên cứu điển hình cơng ty CP ngành công nghiệp chế biến, chế tạo niêm yết sở giao dịch chứng khốn TP Hồ Chí Minh”, Tạp chí Kỷ yếu cơng nghệ khoa học [30] Đinh Công Khải, Bài giảng “Kinh tế lượng”, trƣờng Đại học Full Bright, năm 2015 [31] Phạm Tiến Minh Nguyễn Tiến Dũng, Các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn từ mơ hình tĩnh đến mơ hình động: Nghiên cứu ngành bất động sản Việt Nam, Tạp chí Phát triển kinh tế 26(6), 2015 [32] Nguyễn Ngọc Hân (2012), “Tác động quản trị vốn lưu động đến tỷ suất sinh lợi công ty thủy sản TTCK Việt Nam” Luận văn thạc sĩ, Khoa tài chính, trƣờng Đại học Kinh tếTp.HCM [33] Nguyễn Đình Kiệm, Bạch Đức Hiền đồng chủ biên (2010), giáo trình Tài doanh nghiệp, PGS.TS Nguyễn Đình Kiệm, TS.Bạch Đức Hiền đồng chủ biên, Học viện tài chính, nhà xuất Tài [34] Nguyễn Tấn Bình, giáo trình “Phân tích hoạt động doanh nghiệp”, Nhà xuất Đại học quốc gia TP.HCM, 2010 [35] Nguyễn Quang Khải (2015), “Những yếu tố tác động đến hiệu doanh nghiệp niêm yết Việt Nam”, đăng Tạp chí tài số kỳ – 2015 [36] Nguyễn Khánh Duy, Bài giảng Kinh tế lượng, ĐH Fulbright, 2010 [37] Nguyễn Minh Hà, Tác động sách cổ tức đến giá trị doanh nghiệp Việt Nam, báo Công nghệ Ngân hàng số 62 – 2011 [38] Nguyễn Thành Cả Nguyễn Thị Ngọc Miên, Giáo trình “Kinh tế lượng”, nhà xuất Đại học quốc gia TP.HCM, 2014 [39] Nguyễn Thị Việt Thủy (2012), “Tác động quản trị vốn lưu động tới khả sinh lợi giá trị thị trường công ty cổ phần Việt Nam” Luận văn thạc sĩ, Khoa tài chính, trƣờng Đại học Kinh tế Tp.HCM [40] Phan Đình Nguyên Nguyễn Ngọc Trãi (2014), “Tác động quản trị vốn lưu động đến lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam”, Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, số 104 – 2014 [41] GS Trƣơng Bá Thanh PGS Trần Đình Khơi Ngun, giáo trình “Phân tích tài doanh nghiệp”, 2014 [42] Tơ Thị Thanh Trúc Nguyễn Đinh Thiên, Ảnh hưởng sách vốn lưu động đến hiệu hoạt động công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, Tạp chí khoa học Trƣờng ĐH Mở TP.HCM, số (42) 2015 [43] Từ Thị Kim Thoa Nguyễn Thị Uyên Uyên (2014), “Mối quan hệ quản trị vốn luân chuyển khả sinh lời: chứng thực nghiệm Việt Nam”, Tạp chí Nghiên cứu trao đổi, Báo Phát triển hội nhâp [44] UNIDO, Chương trình phát triển doanh nghiệp cho phụ nữ lĩnh vực chế biến thực phẩm miền trung Việt Nam, Đà Nẵng 2003 [45] Vƣơng Đức Hoàng Quân cộng (2014), “Mối liên hệ quản trị vốn lưu khả tạo lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2008 – 2013”, Tạp chí nghiên cứu trao đổi, báo Cơng nghệ Ngân hàng Một số website chứng khốn thơng tin tài nhƣ sau: www.cophieu68.vn; www.vietstock.vn; www.stockbiz.vn PHỤ LỤC Phụ lục Mơ hình (2) với phƣơng pháp ƣớc lƣợng FEM xtreg NOP ACP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: Firms R-sq: within = 0.2756 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 254 85 avg = max = = 3.0 6.76 = 0.0000 between = 0.1995 overall = 0.2041 F(9,160) corr(u_i, Xb) = -0.5967 Prob > F NO P Coef AC P AP P D R CT R FA R M I C R SIZE GRO W _cons 0001409 0002093 0.67 0.502 -.0002724 0005542 -.0001377 0001155 -1.19 0.235 -.0003659 0000905 -.3105664 1193907 -2.60 0.010 -.5463513 -.0747815 2764935 1117047 2.48 0.014 0558878 4970992 6986138 2079447 3.36 0.001 2879435 1.109284 1.001608 3457935 2.90 0.004 3187 1.684516 -.0222779 0199413 -1.12 0.266 -.06166 0171043 -.1408935 0809863 0400719 0270459 -3.52 2.99 0.001 0.003 -.2200316 0275732 -.0617554 1343993 3.984765 1.089528 3.66 0.000 1.833053 6.136476 sigma_ u sigma_ e rho Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 24491305 08731156 8872387 F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) F(84, 160) = 9.23 Prob > F = 0.0000 Phụ lục Mơ hình (2) với phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM xtreg NOP ACP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, re Random-effects GLS regression Group variable: Firms R-sq: within = 0.2212 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 254 85 avg = max = = 3.0 118.30 = 0.0000 between = 0.4743 overall = 0.4500 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(9) corr(u_i, X) Prob > chi2 = (assumed) NO P Coef Std Err z AC P AP P D 000032 0001655 0.19 0000482 0001031 0.47 -.2211858 0957056 -2.31 P>|z| 0.84 0.64 0.02 [95% Conf Interval] -.0002924 0003565 -.000154 0002503 -.4087654 -.0336062 R CT R FA R M I C R SIZE 1225212 0861672 1.42 7164847 1948921 3.68 1.306622 1878175 6.96 000757 016077 0.05 -.0131251 0134002 -0.98 GRO W _cons 0413436 0235383 1.76 4951246 3676796 1.35 sigma_ u sigma_ e rho 1513879 0.15 0.00 0.00 0.96 0.32 0.07 0.17 -.0463634 2914059 3345033 1.098466 9385068 1.674738 -.0307533 0322673 -.039389 0131388 -.0047907 0874779 -.2255142 1.215763 08731156 75039594 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục Kiểm định Hausman để chọn FEM REM cho mơ hình (2) hausman fixed random Note: the rank of the differenced variance matrix (8) does not equal the number of coefficients being tested (9); be 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 Coefficients (b) (B) fixed rando m AC P AP P D R CT R FA R MI C R SIZE GRO W (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0001409 000032 0001088 000128 -.0001377 0000482 -.0001859 0000521 -.3105664 -.2211858 -.0893806 0713763 2764935 1225212 1539723 0710854 6986138 7164847 -.0178709 0725126 1.001608 -.0222779 1.306622 000757 -.3050143 -.0230349 2903406 0117978 -.1408935 -.0131251 0809863 0413436 -.1277684 0396426 037765 0133203 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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 21.65 Prob>chi2 = 0.0056 Phụ lục Kiểm định đa cộng tuyến cho mơ hình (2) collin ACP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW (obs=254) Collinearity Diagnostics SQRT Variable VIF VIF Tolerance -ACP 1.45 1.20 0.6914 APP 1.18 1.09 0.8481 DR 3.07 1.75 0.3255 CTR 1.46 1.21 0.6864 FAR 1.19 1.09 0.8418 MI 1.50 1.22 0.6666 CR 2.75 1.66 0.3642 SIZE 1.17 1.08 0.8549 GRO 1.07 1.03 0.9344 W -Mean VIF 1.65 RSquared 0.3086 0.1519 0.6745 0.3136 0.1582 0.3334 0.6358 0.1451 0.0656 Phụ lục Kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mô hình (2) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (85) = Prob>chi2 = 1.7e+07 0.0000 Phụ lục 6.Kết ƣớc lƣợng mơ hình (2) sau điều chỉnh khuyết tật xtreg NOP ACP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, fe robust Fixed-effects (within) regression Group variable: Firms R-sq: within = 0.2756 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 254 85 avg = max = = 3.0 between = 0.1995 overall = 0.2041 F(9,84) corr(u_i, Xb) = -0.5967 NO P Coef AC P AP P D R CT R FA R M I C R SIZE 0001409 -.0001377 -.3105664 2764935 6986138 1.001608 -.0222779 -.1408935 GRO W _cons 0809863 sigma_ u sigma_ e rho 24491305 3.984765 10.26 Prob > F = 0.0000 (Std Err adjusted for 85 clusters in Firms) Robust Std Err 0000496 0001414 1436818 1560491 2259908 3233944 0145585 0709709 0610264 1.95054 t P>|t| [95% Conf Interval] 2.84 0.006 0000423 0002394 -0.97 0.333 -.0004189 0001435 -2.16 0.034 -.5962934 -.0248394 1.77 0.080 -.0338273 5868144 3.09 0.003 2492064 1.148021 3.10 0.003 3585029 1.644713 -1.53 0.130 -.0512289 0066732 -1.99 0.050 -.282027 0002399 1.33 0.188 -.0403715 202344 2.04 0.044 1058891 7.863641 08731156 8872387 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục Mơ hình (3) với phƣơng pháp ƣớc lƣợng FEM xtreg NOP AIP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs Group variable: Firms R-sq: within = 0.2852 = 253 Number of groups = Obs per group: = 85 avg = max = = 3.0 7.05 = 0.0000 between = 0.2141 overall = 0.2138 F(9,159) corr(u_i, Xb) = -0.5574 Prob > F Std Err t P>|t| NO P Coef [95% Conf Interval] AIP AP P D R CT R FA 0010572 -.0001067 0008294 0001062 1.27 -1.01 0.204 0.316 -.0005809 -.0003164 0026953 000103 -.2941084 109351 -2.69 0.008 -.5100762 -.0781406 1666343 1036565 1.61 0.110 -.0380869 3713555 6173966 1904578 3.24 0.001 241243 9935501 R M I C R SIZE GRO W _cons sigma_ u sigma_ e rho 8897647 3143527 2.83 0.005 2689193 1.51061 -.0246976 0182325 -1.35 0.177 -.0607067 0113115 -.1321376 0937074 0367201 0248702 -3.60 3.77 0.000 0.000 -.2046596 0445889 -.0596155 1428259 3.823371 9972353 3.83 0.000 1.853836 5.792907 23054786 0798236 89295421 F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) F(84, 159) = 10.51 Prob > F = 0.0000 Phụ lục Mơ hình (3) với phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM xtreg NOP AIP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, re Random-effects GLS regression Group variable: Firms R-sq: within = 0.2313 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 253 85 avg = max = = 3.0 125.33 = 0.0000 between = 0.4898 overall = 0.4625 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(9) corr(u_i, X) Prob > chi2 = (assumed) NO P Coef AIP AP P D R CT R FA R M I C R SIZE GRO W _cons 0002494 0000492 000569 0000952 0.44 0.52 0.661 0.606 -.0008659 -.0001374 0013647 0002357 -.2372667 0892933 -2.66 0.008 -.4122783 -.0622551 0795669 0812349 0.98 0.327 -.0796506 2387845 6218172 1800564 3.45 0.001 2689132 9747212 1.25328 1801754 6.96 0.000 9001428 1.606418 -.0019905 0149997 -0.13 0.894 -.0313894 0274084 -.0162095 0544984 0128698 0218216 -1.26 2.50 0.208 0.013 -.0414338 0117288 0090149 097268 6300325 3535012 1.78 0.075 -.0628172 1.322882 sigma_ u sigma_ e rho Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 14674794 0798236 77167517 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục Kiểm định Hausman để chọn FEM REM cho mơ hình (3) hausman fixed random Note: the rank of the differenced variance matrix (8) does not equal the number of coefficients being tested (9); be 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 Coefficients (B) (b) fixed rando m AIP 0010572 0002494 AP -.0001067 0000492 P D -.2941084 -.2372667 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0008078 -.0001559 0006034 000047 -.0568417 0631217 1666343 0795669 0870674 064386 6173966 6218172 -.0044206 0620797 MI 8897647 1.25328 C -.0246976 -.0019905 R -.3635154 -.0227071 2575936 010365 -.1159281 0392091 0343909 0119307 R CT R FA R SIZE -.1321376 -.0162095 GRO 0937074 0544984 W 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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 24.15 Prob>chi2 0.0022 = Phụ lục 10 Kiểm định đa cộng tuyến cho mơ hình (3) collin AIP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW (obs=253) Collinearity Diagnostics SQRT Variable VIF VIF Tolerance -AIP 1.47 1.21 0.6814 APP 1.17 1.08 0.8575 DR 3.07 1.75 0.3262 CTR 1.51 1.23 0.6627 FAR 1.19 1.09 0.8437 MI 1.46 1.21 0.6839 CR 2.74 1.66 0.3644 SIZE 1.18 1.09 0.8482 GRO 1.07 1.04 0.9335 W -Mean VIF 1.65 RSquared 0.3186 0.1425 0.6738 0.3373 0.1563 0.3161 0.6356 0.1518 0.0665 Phụ lục 11 Kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình (3) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (85) = Prob>chi2 = 5.1e+07 0.0000 Phụ lục 12 Kết ƣớc lƣợng mơ hình (3) sau điều chỉnh khuyết tật xtreg NOP AIP APP DR CTR FAR MI CR SIZE GROW, fe robust Fixed-effects (within) regression Group variable: Firms R-sq: within = 0.2852 Number of obs = Number of groups = Obs per group: = 253 85 avg = max = = 3.0 between = 0.2141 overall = 0.2138 F(9,84) corr(u_i, Xb) = -0.5574 10.04 Prob > F = 0.0000 (Std Err adjusted for 85 clusters in Firms) Robust Std Err NO P Coef t P>|t| [95% Conf Interval] AIP AP P D R CT R FA R MI C R SIZE GRO 0010572 -.0001067 000463 0001423 2.28 -0.75 0.025 0.455 0001365 -.0003896 0019779 0001762 -.2941084 1453668 -2.02 0.046 -.5831863 -.0050305 1666343 1183114 1.41 0.163 -.0686408 4019095 6173966 2023686 3.05 0.003 2149644 1.019829 8897647 -.0246976 3060327 0147909 2.91 -1.67 0.005 0.099 2811852 -.054111 1.498344 0047158 -.1321376 0937074 0678111 0601295 -1.95 1.56 0.055 0.123 -.2669875 -.0258667 0027124 2132816 W _cons sigma_ u sigma_ e rho 3.823371 1.880808 2.03 0.045 23054786 0798236 89295421 (fraction of variance due to u_i) 0831784 7.563564 ... lƣu động đến khả sinh lời doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng thị trƣờng chứng khoán Việt Nam? - Việc quản trị vốn lƣu động tác động nhƣ đến khả sinh lời doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng thị. .. Mục tiêu chung Phân tích tác động quản trị vốn lƣu động đến khả sinh lời doanh nghiệp sản xuất hàng tiêu dùng thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Từ đó, đƣa số kiến nghị cho việc quản trị vốn lƣu động. .. - HỒ VĂN HIỆP PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƢU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT HÀNG TIÊU DÙNG TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Kế tốn Mã số:
- Xem thêm -

Xem thêm: Phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trường chứng khoán việt nam , Phân tích tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lời các doanh nghiệp ngành sản xuất hàng tiêu dùng trên thị trường chứng khoán việt nam

Gợi ý tài liệu liên quan cho bạn