BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THANH HÙNG ẢNH HƯỞNG CỦA CHÍNH SÁCH TÍN DỤNG THƯƠNG MẠI ĐẾN GIÁ TRỊ CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THANH HÙNG ẢNH HƯỞNG CỦA CHÍNH SÁCH TÍN DỤNG THƯƠNG MẠI ĐẾN GIÁ TRỊ CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan đề tài “Ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị công ty niêm yết Việt Nam” kết nghiên cứu làm việc cá nhân tác giả dẫn dắt Tiến Sĩ Nguyễn Thị Uyên Uyên – Giảng viên Trường Đại học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh TP.HCM, ngày tháng năm 2016 Tác giả Huỳnh Thanh Hùng MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .2 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu .4 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu đề tài .4 1.5 Bố cục Luận văn .5 CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 21 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 21 3.2 Mơ hình nghiên cứu biến 21 3.2.1 Mơ hình kiểm định mối quan hệ phi tuyến khoản phải thu giá trị công ty 22 3.2.2 Mơ hình kiểm định nhân tố ảnh hưởng đến định khoản phải thu công ty 28 3.2.3 Mơ hình kiểm định ảnh hưởng thay đổi khoản phải thu đến giá trị công ty .31 3.3 Phương pháp nghiên cứu 32 3.4 Giả thuyết nghiên cứu 36 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 37 4.1 Thống kê mô tả 37 4.2 Phân tích tương quan 38 4.3 Kết phân tích hồi quy 41 4.3.1 Kết phân tích mối quan hệ phi tuyến khoản phải thu giá trị công ty 41 4.3.2 Kết kiểm định nhân tố ảnh hưởng đến định khoản phải thu công ty 51 4.3.3 Kết kiểm định thay đổi khoản phải thu đến giá trị công ty 57 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 61 5.1 Kết nghiên cứu .61 5.2 Hạn chế Luận văn hướng nghiên cứu .62 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT EBITDA Thu nhập trước thuế, lãi vay khấu hao – Earnings Before Interest Taxes, Depreciation And Amortization FGLS Phương pháp Feasible Generalized Least Squares GMM Phương pháp Two-Step Generalized Method Of Moments GOP Tỷ lệ lợi nhuận hoạt động gộp – Gross Operating Profit GROWTH Cơ hội tăng trưởng – Opportunity Growth HNX Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hà Nội HSX Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh LEV Tỷ lệ địn bẩy – Leverage ROA Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản – Return On Assets ROE Tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu – Return On Equity SIZE Quy mơ doanh nghiệp – Size VIF Hệ số phóng đại phương sai – Variance Inflation Factor DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1 Tổng kết nghiên cứu trước ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị doanh nghiệp 16 Bảng 3.1 Kỳ vọng nghiên cứu yếu tố tác động đến giá trị công ty 27 Bảng 3.2 Kỳ vọng nghiên cứu yếu tố tác động đến khoản phải thu 30 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến .37 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan .39 Bảng 4.3 Hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF) 40 Bảng 4.4 Kết hồi quy mối quan hệ phi tuyến khoản phải thu giá trị công ty Tobin’s Q 41 Bảng 4.5 Kết hồi quy mối quan hệ phi tuyến khoản phải thu giá trị công ty MBOOK 44 Bảng 4.6 Kết hồi quy mối quan hệ phi tuyến khoản phải thu giá trị công ty 46 Bảng 4.7 So sánh kết hồi quy kỳ vọng tác giả biến tác động lên giá trị công ty 51 Bảng 4.8 Kết hồi quy mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến định khoản phải thu công ty .52 Bảng 4.9 Kết hồi quy mô hình nhân tố ảnh hưởng đến định khoản phải thu công ty phương pháp FGLS .54 Bảng 4.10 So sánh kết hồi quy kỳ vọng tác giả biến tác động lên khoản phải thu công ty 57 Bảng 4.11 Kết hồi quy thay đổi khoản phải thu đến giá trị cơng ty 58 TĨM TẮT Bài nghiên cứu sử dụng liệu dạng bảng cân từ 375 cơng ty phi tài niêm yết Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HSX) Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hà Nội (HNX) giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2014, tạo thành bảng gồm 1875 quan sát công ty - năm, nhằm kiểm định ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị cơng ty niêm yết Việt Nam Thông qua việc kiểm định ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị công ty niêm yết Việt Nam, nghiên cứu kiểm định giả thuyết có tồn sách tín dụng thương mại tối ưu mà giá trị doanh nghiệp Việt Nam cao Đồng thời tác giả kiểm định ảnh hưởng yếu tố tác động đến sách tín dụng thương mại, từ ảnh hưởng đến giá trị công ty niêm yết Việt Nam kiểm định thay đổi giá trị công ty trường hợp sách tín dụng lệch khỏi giá trị tối ưu Phương pháp ước lượng sử dụng Luận văn phương pháp Two-Step Generalized Method Of Moments (GMM), phương pháp Fixed Effects, phương pháp Random Effects phương pháp Feasible Generalized Least Squares (FGLS) Kết nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ phi tuyến (hình chữ U ngược) sách tín dụng thương mại giá trị công ty, nghĩa tồn sách tín dụng thương mại tối ưu mà giá trị doanh nghiệp cao Ngồi kết thực nghiệm cho thấy, quy mô công ty, tỷ lệ nợ ngắn hạn tổng doanh thu, vòng quay tổng tài sản, tỷ suất lợi nhuận gộp nhân tố ảnh hưởng đến định sách bán chịu cơng ty Tác giả xác định tồn mức tỷ lệ khoản phải thu tổng tài sản tối ưu để tối đa hóa giá trị cơng ty Đồng thời kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, với giá trị thực tế tỷ lệ khoản phải thu tổng tài sản lệch khỏi giá trị tối ưu giá trị cơng ty giảm xuống Từ khóa: sách tín dụng thương mại, giá trị cơng ty CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài Tín dụng thương mại hình thức tín dụng người bán đồng ý cho người mua trả chậm giá trị hàng hóa mua khoảng thời gian định Thực chất tín dụng thương mại hình thức nợ ngắn hạn, phát sinh từ sách bán chịu cơng ty, coi khoản phải thu người bán khoản phải trả người mua Tín dụng thương mại đóng vai trị quan trọng sách tài cơng ty, có ảnh hưởng đến giá trị cơng ty Từ đó, vấn đề liên quan đến tín dụng thương mại nghiên cứu từ sớm, khởi đầu nghiên cứu Goff (1957); Nadiri (1969); Schwart (1974); Schwart Whitcomb (1978); Lewellen cộng (1980); Ferris (1981); Emery (1984); Simth (1987) Các nghiên cứu tạo bước đệm cho hàng loạt nghiên cứu thực liên tục sau nghiên cứu Brennan cộng (1988); Mian Smith (1992); Long cộng (1993); Lee Stowe (1993); Deloof Jegers (1996); Emery Nayar (1998); Ng cộng (1999); Wilner (2000)… Đến nay, vấn đề tín dụng thương mại cơng ty thu hút quan tâm nhà nghiên cứu giới với nhiều nghiên cứu Marotta (2001); Demirguc–Kunt Maksimovic (2002); Gallego cộng (2002); Burkart Ellingse (2004); Cheng Pike (2003); Pike cộng (2005); Niskanen Niskanen (2006); Cuñat (2007); Kestens cộng (2011); Martínez-Sola cộng (2012)… Hầu hết chứng thực nghiệm cho thấy có tồn ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị cơng ty Từ quan điểm người bán, việc gia tăng khoản phải thu giúp công ty nâng cao lực cạnh tranh, tiêu thụ nhiều sản phẩm để từ tăng doanh thu, tăng khả sinh lợi cho cơng ty Nhưng vậy, khơng có nghĩa cơng ty trì khoản phải thu nhiều tốt thực sách bán chịu cơng ty phải đối mặt với rủi ro tín dụng, với nguy bị vốn khách hàng không trả tiền Vì tín dụng thương mại thường trang trải nguồn vốn vay ngân hàng ngắn hạn, đồng thời sử dụng từ nguồn khoản phải trả mà doanh nghiệp chiếm dụng nhà cung cấp nên lãng phí sách tín dụng thương mại doanh nghiệp dành cho người mua hiệu Khoản phải thu tạo rủi ro người mua khơng tốn hạn dẫn đến nợ khó địi, nợ xấu, chí trở thành mầm mống cho trục trặc tính khoản công ty, làm sụt giảm giá trị cơng ty Tuy nhiên, sách tín dụng thương mại công ty không cạnh tranh so với đối thủ ngành, không đáp ứng nhu cầu người mua cơng ty khách hàng để từ làm sụt giảm khả sinh lợi làm sụt giảm giá trị doanh nghiệp Tại Việt Nam chưa có nhiều nghiên cứu tín dụng thương mại chưa có nghiên cứu phân tích tác động sách tín dụng thương mại lên giá trị cơng ty Chính lý đó, tác giả thực đề tài “Ảnh hƣởng sách tín dụng thƣơng mại đến giá trị công ty niêm yết Việt Nam” cho Luận văn cao học mình; nhằm tìm câu trả lời giúp nhà quản trị doanh nghiệp thực quản trị sách tín dụng thương mại hiệu để tối đa hóa giá trị cơng ty 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đánh giá ảnh hưởng sách tín dụng thương mại đến giá trị công ty niêm yết thị thường chứng khoán Việt Nam Với mục tiêu này, nghiên cứu thực câu hỏi nghiên cứu sau: Thứ nhất, Chính sách tín dụng thương mại có ảnh hưởng đến giá trị cơng ty niêm yết Việt Nam hay khơng? Thứ hai, Có tồn hay khơng mức tín dụng thương mại tối ưu mà giá trị doanh nghiệp cao nhất? Thứ ba, Chính sách tín dụng thương mại lệch khỏi giá trị tối ưu giá trị cơng ty có thay đổi khơng? Coefficients (b) (B) fe rec1 rec12 growth size lev -.0094811 0000427 0057204 -.0912562 -.0001764 000066 6.87e-06 -.001985 0049616 -.000524 (b-B) Difference -.0095471 0000358 0077054 -.0962178 0003476 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0023595 9.05e-06 0024367 0176896 0004567 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) = 33.01 Prob>chi2 = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (375) = Prob>chi2 = 7.4e+06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 374) = 0.005 Prob > F = 0.9410 Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0155 between = 0.0415 overall = 0.0187 corr(u_i, Xb) F(5,1495) Prob > F = -0.4808 q Coef rec2 rec22 growth size lev _cons 6184023 -.5947764 0082546 -.0802564 -.0004421 1.856875 3101438 4698697 0091835 0182812 001945 2359279 sigma_u sigma_e rho 40157091 30287962 63740006 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 1.99 -1.27 0.90 -4.39 -0.23 7.87 F(374, 1495) = P>|t| = = 0.046 0.206 0.369 0.000 0.820 0.000 4.69 0.0003 [95% Conf Interval] 0100392 -1.51645 -.0097593 -.1161159 -.0042572 1.39409 6.70 1.226766 3268974 0262685 -.0443969 0033731 2.31966 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0051 between = 0.0441 overall = 0.0189 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 q Coef z rec2 rec22 growth size lev _cons -.0683371 0176017 -.0026516 0044411 -.0004454 8727711 2574325 4080715 0088244 0100234 0018961 131909 sigma_u sigma_e rho 32017601 30287962 5277392 (fraction of variance due to u_i) -0.27 0.04 -0.30 0.44 -0.23 6.62 P>|z| 0.791 0.966 0.764 0.658 0.814 0.000 = = 0.69 0.9835 [95% Conf Interval] -.5728955 -.7822037 -.0199471 -.0152043 -.0041616 6142342 4362214 8174072 0146438 0240865 0032708 1.131308 Coefficients (b) (B) fe rec2 rec22 growth size lev 6184023 -.5947764 0082546 -.0802564 -.0004421 -.0683371 0176017 -.0026516 0044411 -.0004454 (b-B) Difference 6867394 -.6123782 0109062 -.0846975 3.32e-06 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1729673 2329273 0025431 0152884 0004334 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) = 48.25 Prob>chi2 = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (375) = Prob>chi2 = 8.2e+06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 374) = 0.004 Prob > F = 0.9470 Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0328 between = 0.0291 overall = 0.0073 corr(u_i, Xb) F(5,1495) Prob > F = -0.5274 mkbook Coef rec1 rec12 growth size lev _cons -.0176727 0000919 0082532 -.1711499 -.0161537 3.027942 0090805 0000445 0160015 0359386 0033967 4677337 sigma_u sigma_e rho 65085613 52794254 60314876 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t -1.95 2.07 0.52 -4.76 -4.76 6.47 F(374, 1495) = P>|t| = = 0.052 0.039 0.606 0.000 0.000 0.000 10.15 0.0000 [95% Conf Interval] -.0354846 4.61e-06 -.0231346 -.2416453 -.0228165 2.110458 5.36 0001392 0001793 0396411 -.1006546 -.009491 3.945426 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0144 between = 0.0100 overall = 0.0118 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) mkbook Coef Std Err z rec1 rec12 growth size lev _cons 0008672 0000213 -.0023192 0184632 -.0154795 5584312 007958 0000412 0153625 0168304 0032808 2208126 sigma_u sigma_e rho 48432969 52794254 45699571 (fraction of variance due to u_i) 0.11 0.52 -0.15 1.10 -4.72 2.53 P>|z| 0.913 0.605 0.880 0.273 0.000 0.011 = = 25.52 0.0001 [95% Conf Interval] -.0147302 -.0000595 -.0324291 -.0145237 -.0219099 1256465 0164646 0001022 0277907 0514501 -.0090492 9912159 Coefficients (b) (B) fe rec1 rec12 growth size lev -.0176727 0000919 0082532 -.1711499 -.0161537 0008672 0000213 -.0023192 0184632 -.0154795 (b-B) Difference -.0185399 0000706 0105724 -.1896132 -.0006742 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0043733 0000167 004477 031754 0008794 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) = 52.61 Prob>chi2 = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (375) = Prob>chi2 = 1.8e+05 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 374) = 11.176 Prob > F = 0.0009 Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0317 between = 0.0434 overall = 0.0121 corr(u_i, Xb) F(5,1495) Prob > F = -0.5284 mkbook Coef rec2 rec22 growth size lev _cons 5004851 -.2897864 0114889 -.1529479 -.0165329 2.689305 540907 8194773 0160165 0318833 0033921 4114706 sigma_u sigma_e rho 64831426 52823794 60100573 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 0.93 -0.35 0.72 -4.80 -4.87 6.54 F(374, 1495) = P>|t| = = 0.355 0.724 0.473 0.000 0.000 0.000 9.80 0.0000 [95% Conf Interval] -.5605322 -1.897234 -.0199283 -.2154887 -.0231867 1.882184 5.15 1.561502 1.317661 0429061 -.090407 -.0098791 3.496426 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0087 between = 0.0524 overall = 0.0293 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) mkbook Coef Std Err z rec2 rec22 growth size lev _cons -.6917005 585873 -.0054088 0183827 -.0149622 6765289 4291272 6857123 0153209 0157944 0032827 2079705 sigma_u sigma_e rho 46806521 52823794 43982349 (fraction of variance due to u_i) -1.61 0.85 -0.35 1.16 -4.56 3.25 P>|z| 0.107 0.393 0.724 0.244 0.000 0.001 = = 28.43 0.0000 [95% Conf Interval] -1.532774 -.7580985 -.0354372 -.0125738 -.0213961 2689142 1493734 1.929844 0246196 0493392 -.0085283 1.084144 Coefficients (b) (B) fe1 rec2 rec22 growth size lev 5004851 -.2897864 0114889 -.1529479 -.0165329 -.6917005 585873 -.0054088 0183827 -.0149622 (b-B) Difference 1.192186 -.8756595 0168976 -.1713305 -.0015707 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .3292875 4487111 0046689 0276963 0008547 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) = 74.88 Prob>chi2 = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (375) = Prob>chi2 = 1.3e+05 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 374) = 11.197 Prob > F = 0.0009 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 12 F(6, 375) = 1.96 Prob > F = 0.070 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1125 375 3.00 q Coef [95% Conf Interval] q L1 .64858 4777169 1.36 0.175 -.2907596 1.58792 rec1 rec12 growth size lev -.0038488 0000365 0153137 3394291 -.0149607 1346867 000528 0589048 7564578 0459629 -0.03 0.07 0.26 0.45 -0.33 0.977 0.945 0.795 0.654 0.745 -.2686845 -.0010018 -.1005114 -1.148002 -.1053381 260987 0010748 1311388 1.82686 0754167 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(rec1 growth size lev) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 128.47 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 100.80 weakened by many instruments.) -1.40 0.66 Pr > z = Pr > z = 0.161 0.509 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.000 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 12 F(6, 375) = 2.08 Prob > F = 0.055 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1125 375 3.00 q Coef [95% Conf Interval] q L1 .4281608 3714605 1.15 0.250 -.3022457 1.158567 rec2 rec22 growth size lev 30.25269 -41.44182 5589033 -.326461 -.0012939 11.21288 18.78366 3498896 3476445 0310972 2.70 -2.21 1.60 -0.94 -0.04 0.007 0.028 0.111 0.348 0.967 8.2047 -78.37632 -.1290881 -1.010038 -.0624406 52.30068 -4.507319 1.246895 3571158 0598529 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(rec2 growth size lev) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 4.66 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 5.14 weakened by many instruments.) -1.91 -0.93 Pr > z = Pr > z = 0.056 0.351 Prob > chi2 = 0.588 Prob > chi2 = 0.526 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 12 F(6, 375) = 5.64 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err mkbook Coef mkbook L1 .4617115 2046094 rec1 rec12 growth size lev 0322137 -.0000496 -.0840707 1.555973 0156167 1416614 0005203 2392462 6627044 0456607 t = = = = = 1125 375 3.00 P>|t| [95% Conf Interval] 2.26 0.025 0593859 864037 0.23 -0.10 -0.35 2.35 0.34 0.820 0.924 0.725 0.019 0.733 -.2463366 -.0010727 -.5545029 2528902 -.0741664 3107641 0009735 3863616 2.859055 1053998 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(rec1 growth size lev) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 151.16 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 103.10 weakened by many instruments.) -1.25 0.20 Pr > z = Pr > z = 0.213 0.842 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.000 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 12 F(6, 375) = 1.84 Prob > F = 0.091 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1125 375 3.00 mkbook Coef [95% Conf Interval] mkbook L1 .5370605 4357855 1.23 0.219 -.3198289 1.39395 rec2 rec22 growth size lev 60.05353 -93.03341 1.174189 -.0422651 -.0155527 21.72616 37.46847 8227117 9096098 0508636 2.76 -2.48 1.43 -0.05 -0.31 0.006 0.013 0.154 0.963 0.760 17.33316 -166.708 -.4435171 -1.83084 -.1155664 102.7739 -19.35877 2.791895 1.74631 084461 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(rec2 growth size lev) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 3.47 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 4.60 weakened by many instruments.) -1.76 -0.30 Pr > z = Pr > z = 0.078 0.763 Prob > chi2 = 0.747 Prob > chi2 = 0.596 Phụ lục 4: Kết hồi quy mơ hình kiểm định nhân tố ảnh hưởng đến định khoản phải thu công ty: Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1875 375 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.2560 between = 0.1609 overall = 0.1704 corr(u_i, Xb) F(7,1493) Prob > F = -0.2771 rec2 Coef growth size stlev fcost cflow turn gprof _cons -.0053593 -.0099836 0862471 -.0040495 -.0125694 0614095 -.0456526 2327382 0017451 0038341 0189958 0044743 0085285 0028519 0290535 047487 sigma_u sigma_e rho 1269878 05762606 82923741 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t -3.07 -2.60 4.54 -0.91 -1.47 21.53 -1.57 4.90 F(374, 1493) = P>|t| = = 0.002 0.009 0.000 0.366 0.141 0.000 0.116 0.000 18.66 73.39 0.0000 [95% Conf Interval] -.0087825 -.0175044 0489858 -.0128261 -.0292985 0558153 -.1026426 1395898 -.0019361 -.0024629 1235084 0047272 0041596 0670036 0113374 3258865 Prob > F = 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (375) = Prob>chi2 = 3.8e+05 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 374) = 105.942 Prob > F = 0.0000 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = rec2 Coef growth size stlev fcost cflow turn gprof _cons -.0025003 -.010925 1732047 -.0014761 -.0079825 0515677 -.0870692 2221065 375 Std Err .0016499 0016605 0119053 0021296 0068485 0019922 01609 0210466 (0.6698) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -1.52 -6.58 14.55 -0.69 -1.17 25.88 -5.41 10.55 P>|z| 0.130 0.000 0.000 0.488 0.244 0.000 0.000 0.000 = = = = = 1875 375 1176.79 0.0000 [95% Conf Interval] -.005734 -.0141795 1498708 -.0056501 -.0214053 0476631 -.1186051 1808559 0007334 -.0076705 1965386 0026979 0054403 0554724 -.0555334 2633572 Phụ lục 5: Kết hồi quy mơ hình kiểm định thay đổi khoản phải thu đến giá trị công ty Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = F(5, 375) = 1.52 Prob > F = 0.184 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1125 375 3.00 q Coef [95% Conf Interval] q L1 .805348 7280245 1.11 0.269 -.6261739 2.23687 deviation growth lev size -232.3686 3968572 087612 2.275 135.6333 3260557 1513888 1.631814 -1.71 1.22 0.58 1.39 0.088 0.224 0.563 0.164 -499.0657 -.2442694 -.2100653 -.9336537 34.32864 1.037984 3852892 5.483653 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(deviation size) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(1) = 0.01 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(1) = 0.01 weakened by many instruments.) -1.07 -0.04 Pr > z = Pr > z = 0.285 0.967 Prob > chi2 = 0.936 Prob > chi2 = 0.934 Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = F(5, 375) = 1.71 Prob > F = 0.131 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1125 375 3.00 mkbook Coef [95% Conf Interval] mkbook L1 .5064256 5252183 0.96 0.336 -.5263165 1.539168 deviation growth lev size -606.6671 9099917 3840475 3.326918 252.5743 6527994 3538281 2.974468 -2.40 1.39 1.09 1.12 0.017 0.164 0.278 0.264 -1103.307 -.3736145 -.3116883 -2.521809 -110.0277 2.193598 1.079783 9.175644 Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(deviation size) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(1) = 0.02 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(1) = 0.02 weakened by many instruments.) -1.50 0.31 Pr > z = Pr > z = 0.133 0.755 Prob > chi2 = 0.898 Prob > chi2 = 0.884 ... định ảnh hưởng yếu tố tác động đến sách tín dụng thương mại, từ ảnh hưởng đến giá trị cơng ty niêm yết Việt Nam kiểm định thay đổi giá trị cơng ty trường hợp sách tín dụng lệch khỏi giá trị tối... hưởng đến giá trị cơng ty niêm yết Việt Nam Mơ hình thứ ba sử dụng để kiểm định giả thuyết giá trị công ty giảm sách tín dụng thương mại lệch khỏi giá trị tối ưu mà giá trị doanh nghiệp Việt Nam cao... từ sách tín dụng thương mại tác động đến giá trị cơng ty Nói cách khác, tồn thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo ảnh hưởng đến định tín dụng thương mại cơng ty tạo hội để sách tín dụng thương mại