Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp vật liệu xây dựng trên thị trường chứng khoán việtnam

117 7 0
  • Loading ...
1/117 trang
Tải xuống

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 01/01/2019, 23:37

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP.HỒ CHÍ MINH - ĐINH THỊ HỒNG THẮM TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VẬT LIỆU XÂY DỰNG TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành: Kế toán Mã số ngành: 60340301 TP HCM, tháng 04-2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP.HỒ CHÍ MINH - ĐINH THỊ HỒNG THẮM TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VẬT LIỆU XÂY DỰNG TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành: Kế toán Mã số ngành: 60340301 CÁN BỘ HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN MINH HÀ TP HCM, tháng 04-2015 CƠNG TRÌNH ĐƯỢC HỒN THÀNH TẠI TRƯỜNG ĐẠI HỌC CƠNG NGHỆ TP HCM Cán hướng dẫn khoa học : PGS.TS NGUYỄN MINH HÀ (Ghi rõ họ, tên, học hàm, học vị chữ ký) Luận văn Thạc sĩ bảo vệ Trường Đại học Công nghệ TP HCM ngày 19 tháng 04 năm 2015 Thành phần Hội đồng đánh giá Luận văn Thạc sĩ gồm: (Ghi rõ họ, tên, học hàm, học vị Hội đồng chấm bảo vệ Luận văn Thạc sĩ) TT Họ tên Chức danh Hội đồng PGS.TS Phan Đình nguyên Chủ tịch TS Nguyễn Ngọc Ảnh Phản biện TS Mai Đình Lâm Phản biện TS Dương Thị Mai Hà Trâm TS Nguyễn Thị Mỹ Linh Ủy viên Ủy viên, Thư ký Xác nhận Chủ tịch Hội đồng đánh giá Luận văn sau Luận văn sửa chữa (nếu có) Chủ tịch Hội đồng đánh giá LV TRƯỜNG ĐH CÔNG NGHỆ TP HCM CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT PHÒNG QLKH – ĐTSĐH NAM Độc lập – Tự – Hạnh phúc TP HCM, ngày 15 tháng 03 năm 2015 NHIỆM VỤ LUẬN VĂN THẠC SĨ Họ tên học viên : Đinh Thị Hồng Thắm Giới tính : Nữ Ngày, tháng, năm sinh : 19/05/1977 Nơi sinh : Quảng Bình Chuyên ngành MSHV : 1341850043 : Kế toán I- Tên đề tài: Tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán Việt Nam II- Nhiệm vụ nội dung: Nghiên cứu tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán Việt Nam III- Ngày giao nhiệm vụ : 18/08/2014 IV- Ngày hoàn thành nhiệm vụ : 15/03/2015 V- Cán hướng dẫn : PGS.TS Nguyễn Minh Hà CÁN BỘ HƯỚNG DẪN (Họ tên chữ ký) PGS.TS Nguyễn Minh Hà KHOA QUẢN LÝ CHUYÊN NGÀNH (Họ tên chữ ký) i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ kinh tế: “TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VẬT LIỆU XÂY DỰNG TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM” cơng trình nghiên cứu cá nhân tơi Nguồn liệu sử dụng để phân tích báo cáo tài chính, báo cáo thường niên công ty vật liệu xây dựng niêm yết, lấy từ trang web sở giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh, Hà Nội cơng ty chứng khốn, tơi bảo đảm nội dung luận văn độc lập, không chép từ công trình khác Học viên thực Luận văn Đinh Thị hồng Thắm ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin trân trọng cảm ơn PGS.TS Nguyễn Minh Hà, thầy hướng dẫn tận tình, đóng góp nhiều ý kiến q báu động viên giúp tơi hồn thành luận văn Tôi xin trân trọng cảm ơn đến tất thầy kiến thức kinh nghiệm từ giảng mà thầy cô truyền đạt trình học tập trường Đại học Công Nghệ TPHCM Học viên thực Luận văn Đinh Thị Hồng Thắm TÓM TẮT Quản trị vốn lưu động đóng vai trò quan trọng việc cải thiện lợi nhuận công ty Các cơng ty quản trị tối ưu vốn lưu động cách cân đối lợi nhuận tính khoản Bài viết phân tích tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi 49 doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2009 đến 2013 Dựa vào liệu bảng không cân, phân tích tương quan Pearson, phân tích hồi quy sử dụng để thiết lập mối quan hệ quảnvốn lưu động khả sinh lợi công ty Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều ROA, ROE với kỳ thu tiền bình quân chu kỳ chuyển đổi tiền mặt, có mối quan hệ chiều ROA, ROE với kỳ tốn bình qn Kết nghiên cứu cho thấy kỳ chuyển đổi hàng tồn kho có mối quan hệ ngược chiều với ROA, TOBINQ, khơng có mối quan hệ với ROE Nghiên cứu khơng tìm thấy có mối quan hệ kỳ thu tiền bình quân kỳ tốn bình qn với TOBINQ, chu kỳ chuyển đổi tiền mặt lại tác động ngược chiều đến TOBINQ Ngồi ra, đòn bẩy tài chính, tăng trưởng doanh thu, có ảnh hưởng đáng kể đến khả sinh lợi công ty Kết nghiên cứu cho thấy doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khốn Việt Nam quản trị vốn lưu động theo cách có lợi Các cơng ty kéo dài thời gian để trả nợ thương lượng với nhà cung cấp Các cơng ty có khả đạt lợi cạnh tranh bền vững cách sử dụng hiệu nguồn lực công ty thông qua việc giảm chu kỳ chuyển đổi tiền mặt cách thận trọng mức tối thiểu Khi làm vậy, khả sinh lợi cơng ty chắn gia tăng Từ khóa: Quản trị vốn lưu động, khả sinh lợi, công ty vật liệu xây dựng ABSTRACT Working capital management plays an important role in improving the profitability of the company The company can optimise their working capital by making the trade-off between profitability and liquidity This article analyzes the impact of working capital management on profitability of 49 building materials companies in Vietnam stock market from 2009 to 2013 Based on the unbalance panel data, Pearson correlations analysis and the regression analysis is used to establish the relationship between working capital management and profitability of the company The study shows that the negative relationship between ROA, ROE and the average collection period and cash conversion cycle, but the positive relationship between ROA, ROE and the average payment period The study results showed that the inventory conversion period has negative relationships with ROA, TOBINQ, but no relationship with ROE The study found no relationship between the average collection period and the average payment period for TOBINQ, but the cash conversion cycle has negative relashionship to TOBINQ In addition, financial leverage, sales growth, are also significantly afected the profitability of the company The results of this study show that the building materials companies in Vietnam stock market can manage their working capital in ways that benefit the most The company also can extend the time to pay the debt if negotiations with their suppliers The company has the ability to achieve a sustainable competitive advantage by efectively use the resources of the company through a reduction in the cash conversion cycle carefully at its minimum In doing so, the company’s profitability is sure to increase Key words: Working capital management, profitability, building materials company MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN .ii TÓM TẮT iii ABSTRACT iv MỤC LỤC v DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT vii DANH MỤC CÁC BẢNG .ix DANH MỤC CÁC HÌNH x CHƯƠNG MỞ ĐẦU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu, câu hỏi, đối tượng, phương pháp nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu đề tài: 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.2.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.2.4 Phương pháp nghiên cứu 1.3 Ý nghĩa nghiên cứu 1.4 Kết cấu luận văn CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết hiệu hoạt động công ty 2.1.2 Các thành phần vốn lưu động 2.1.3 Quản trị vốn lưu động 2.1.4 Mối quan hệ quản trị vốn lưu động hiệu công ty 13 2.2 Các nghiên cứu trước 14 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 21 3.1 Quy trình nghiên cứu 21 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 21 3.3 Giả thuyết nghiên cứu 23 xtreg ROE ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number Number = = 231 49 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.7 within = 0.1817 between = 0.3761 overall = 0.2519 F(9,173) Prob > F corr(u_i, Xb) = -0.0958 ROE Coef Std Err ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG _cons sigma_u sigma_e rho of obs of groups t P>|t| -.0011988 -.000117 0004188 -.577156 -.0959866 0198271 0196696 2408623 270904 1116303 = = 4.27 0.0001 [95% Conf Interval] 0008937 -1.34 000489 -0.24 000756 0.55 3086598 -1.87 233143 -0.41 0469342 0.42 0855298 0.23 4077633 0.59 0648222 4.18 1.055858 0.11 0.182 0.811 0.580 0.063 0.681 0.673 0.818 0.555 0.000 0.916 -.0029628 0005652 -.0010822 0008483 -.0010734 0019109 -1.18638 0320679 -.5561575 3641843 -.0728102 1124644 -.1491466 1884858 -.5639692 1.045694 1429597 3988483 -1.972393 2.195653 17801322 25533364 32707891 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(48, 173) = 1.68 Prob > F = 0.0086 xtreg ROE CCC DR FITA CR SIZE STATE SG, fe Fixed-efects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = R-sq: within = 0.1759 4.7 overall = 0.2052 Obs per group: = corr(u_i, Xb) = -0.1570 Prob > F max = = 231 49 between = 0.2805 F(7,175) ROE Coef Std Err CCC DR FITA CR SIZE STATE SG _cons sigma_u sigma_e rho F test that all u_i=0: = t -.0003788 -.603524 -.0719764 033167 0401362 222754 2672751 -.1778585 2.32 = 5.34 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0004068 292572 2293067 0455638 0832969 4064627 0640428 1.016873 -0.93 -2.06 -0.31 0.73 0.48 0.55 4.17 -0.17 19313073 25476874 36494202 (fraction of variance due to u_i) F(48, 175) = avg = Prob > F = 0.0000 0.353 0.041 0.754 0.468 0.631 0.584 0.000 0.861 -.0011817 -1.180948 -.5245389 -.0567583 -.1242596 -.5794458 1408794 -2.184773 0004242 -.0261001 3805862 1230924 2045321 1.024954 3936709 1.829056 xtreg TOBINQ ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 231 49 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.7 within = 0.2865 between = 0.0282 overall = 0.0446 F(9,173) Prob > F corr(u_i, Xb) = -0.8901 TOBINQ Coef Std Err t P>|t| = = [95% Conf Interval] ACP -.000674 0007814 -0.86 0.390 -.0022162 0008682 ICP -.0011323 0004276 -2.65 0.009 -.0019761 -.0002884 APP -.0002657 0006609 -0.40 0.688 -.0015703 0010388 DR 5710589 2698559 2.12 0.036 0384251 1.103693 FITA 1336558 2038328 0.66 0.513 -.2686636 5359752 CR 1442005 0410337 3.51 0.001 0632093 2251916 -.1723545 -.3199475 SIZE SG _cons sigma_u 47907213 sigma_e 22323374 rho 82160559 F test that all u_i=0: -4.28 0.000 -.4675406 3565003 1.94 0.054 -.0115409 1.395759 205428 056673 3.62 0.000 0935685 3172874 4.333819 9231185 4.69 0.000 2.511794 6.155844 6921092 STATE 7.72 0.0000 0747772 (fraction of variance due to u_i) F(48, 173) = 3.66 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy REM xtreg ROA ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG, re Random-efects GLS regression Group variable: id Number Number R-sq: within between overall = 0.3389 = 0.5768 = 0.4521 Obs per corr(u_i, X) = (assumed) ROA ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG _cons sigma_u sigma_e rho of of obs groups group: Wald chi2(9) Prob > chi2 Coef Std Err z -.0006863 -.0002536 0003857 -.2442335 -.0784374 0116967 0105037 0099428 0941542 0911521 P>|z| = = = avg = max = = = [95% Conf Interval] 0001699 0001092 0001577 055561 0384754 0099374 0069776 0340068 016634 0855231 -4.04 -2.32 2.45 -4.40 -2.04 1.18 1.51 0.29 5.66 1.07 04735727 06953243 31688035 (fraction of variance due to u_i) 0.000 -.0010193 0.020 -.0004676 0.014 0000766 0.000 -.353131 0.041 -.1538478 0.239 -.0077803 0.132 -.0031721 0.770 -.0567092 0.000 0615521 0.287 -.0764702 -.0003533 -.0000396 0006949 -.135336 -.0030271 0311737 0241794 0765948 1267563 2587743 231 49 4.7 148.38 0.0000 xtreg ROA CCC DR FITA Random-efects Group variable R-sq: within between overall corr(u_i, X) CR SIZE STATE SG, re GLS regression : id Number of obs Number of groups = 0.3518 = 0.4820 = 0.4026 Obs per group: = avg = max = Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) ROA = = Coef Std Err z P>|z| = = -.000339 0000927 -3.66 0.000 -.0005206 -.0001574 DR -.2495211 0544639 -4.58 0.000 -.3562684 -.1427739 FITA CR -.0611099 0388452 -1.57 0.116 -.137245 0150252 SIZE 0158953 0100367 1.58 0.113 -.0037763 0355668 STATE 0126954 007465 1.70 0.089 -.0019358 0273266 SG 0184832 0357549 0.52 0.605 -.0515951 0885615 _cons 0944451 016502 5.72 0.000 0621017 1267885 0415373 0894494 0.46 0.642 -.1337803 2168548 05433738 sigma_e 06903308 rho 38254815 4.7 136.06 0.0000 [95% Conf Interval] CCC sigma_u 231 49 (fraction of variance due to u_i) xtreg ROE ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG, re Random-efects Group variable GLS regression : id R-sq: within between overall = 0.1678 = 0.5598 = 0.3152 corr(u_i, X) = (assumed) ROE ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG _cons sigma_u sigma_e rho Number of obs Number of groups Obs per group: Wald chi2(9) Prob > chi2 Coef Std Err z -.0023281 0001665 0009215 -.4615656 -.1747764 -.0027674 0173302 1051215 312353 1829835 P>|z| 0005393 0003611 0005116 1750055 1167997 0321646 0200429 0983343 05885 2469897 = = = avg = max = 4.7 = = 82.79 0.0000 [95% Conf Interval] -4.32 0.46 1.80 -2.64 -1.50 -0.09 0.86 1.07 5.31 0.74 10817644 25533364 15217862 (fraction of variance due to u_i) 231 49 0.000 -.0033851 -.0012712 0.645 -.0005413 0008742 0.072 -.0000813 0019243 0.008 -.80457 -.1185611 0.135 -.4036996 0541469 0.931 -.0658088 060274 0.387 -.0219532 0566135 0.285 -.0876103 2978532 0.000 1970091 4276968 0.459 -.3011075 6670744 xtreg ROE CCC DR FITA CR SIZE STATE SG, re Random-efects Group variable R-sq: within between overall corr(u_i, X) GLS : id regression Number of obs Number of groups = 0.1704 = 0.3355 = 0.2288 Obs per Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) ROE group: Coef Std Err z P>|z| = = 231 49 = avg = max = 4.7 = = 57.79 0.0000 [95% Conf Interval] CCC DR FITA CR SIZE STATE SG _cons -.0005288 -.4521497 -.083294 0197366 0276507 1254967 3102554 -.047131 0003194 -1.66 0.098 180861 -2.50 0.012 1249992 -0.67 0.505 0341439 0.58 0.563 0229828 1.20 0.229 1099724 1.14 0.254 0595009 5.21 0.000 2766065 -0.17 0.865 sigma_u sigma_e rho 14765174 25476874 25143007 (fraction of variance due to u_i) -.0011549 0000972 -.8066306 -.0976687 -.328288 1617 -.0471842 0866574 -.0173946 0726961 -.0900452 3410386 1936358 4268749 -.5892697 4950077 xtreg TOBINQ ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG, re Random-efects Group variable R-sq: within between overall corr(u_i, X) GLS : id regression Number of obs Number of groups = 0.1959 = 0.0947 = 0.1324 Obs per Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) TOBINQ ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG _cons sigma_u sigma_e rho group: Coef Std Err z -.0004936 -.0007047 -.0001174 411266 0069752 1209096 -.051728 -.0155545 2214362 1.288378 P>|z| = = = avg = max = 4.7 = = 44.40 0.0000 [95% Conf Interval] 0005895 0003738 0005434 1933229 1354364 0342359 0251239 1222558 0559148 3075272 -0.84 -1.89 -0.22 2.13 0.05 3.53 -2.06 -0.13 3.96 4.19 17272173 22323374 37447292 (fraction of variance due to u_i) 231 49 0.402 -.001649 0006619 0.059 -.0014373 0000279 0.829 -.0011824 0009476 0.033 0323599 790172 0.959 -.2584753 2724257 0.000 0538084 1880107 0.040 -.10097 -.002486 0.899 -.2551714 2240625 0.000 1118452 3310271 0.000 6856357 1.89112 Kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình FEM hay REM Lựa chọn FEM REM theo biến ROA, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) fixed ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG -.0003463 -.0003274 0002748 -.2960952 -.1005182 0205273 0191578 0971363 0816249 (B) random -.0006863 -.0002536 0003857 -.2442335 -.0784374 0116967 0105037 0099428 0941542 (b-B) Diference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .00034 -.0000738 -.0001109 -.0518617 -.0220807 0088306 0086542 0871935 -.0125293 0001743 0000762 0001323 0630721 050503 0080377 0222217 1057066 0059089 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11.65 Prob>chi2 = 0.2335 Lựa chọn FEM REM theo biến ROA, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) fixed CCC DR FITA CR SIZE STATE SG -.0003289 -.2994383 -.1006072 0214317 0194832 0977862 0819678 (B) random -.000339 -.2495211 -.0611099 0158953 0126954 0184832 0944451 (b-B) Diference 0000101 -.0499171 -.0394973 0055364 0067878 0793029 -.0124773 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0000597 0576058 0484939 0071897 0213002 1041713 0053684 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.53 Prob>chi2 = 0.3762 Lựa chọn FEM REM theo biến ROE, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed random ACP ICP APP DR FITA CR SIZE STATE SG -.0011988 -.000117 0004188 -.577156 -.0959866 0198271 0196696 2408623 270904 -.0023281 0001665 0009215 -.4615656 -.1747764 -.0027674 0173302 1051215 312353 (b-B) Diference 0011294 -.0002834 -.0005027 -.1155905 0787898 0225945 0023394 1357408 -.0414489 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0007127 0003298 0005565 2542518 2017758 0341798 0831482 3957288 0271772 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Prob>chi2 = = 0.6524 6.85 Lựa chọn FEM REM theo biến ROE, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) fixed CCC DR FITA CR SIZE STATE SG -.0003788 -.603524 -.0719764 033167 0401362 222754 2672751 (B) random -.0005288 -.4521497 -.083294 0197366 0276507 1254967 3102554 (b-B) Diference 0001501 -.1513743 0113176 0134304 0124855 0972573 -.0429802 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .000252 2299733 1922414 0301704 0800635 3913029 0236882 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.70 Prob>chi2 = 0.6971 Lựa chọn FEM REM theo biến TOBINQ, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) (B) fixed ACP ICP APP DR (b-B) random -.000674 -.0004936 -.0011323 -.0007047 -.0002657 -.0001174 5710589 411266 FITA 1336558 CR 1442005 SIZE STATE -.3199475 SG -.0001804 -.0004276 -.0001483 159793 1266807 0232909 -.2682196 7076637 -.0160082 0069752 1209096 -.051728 6921092 -.0155545 205428 2214362 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E Diference 0005128 0002076 0003763 1882775 1523312 0226201 0704302 3348821 0092391 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = Prob>chi2 = 28.10 0.0009 (V_b-V_B is not positive definite) Lựa chọn FEM REM theo biến TOBINQ, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG hausman fixed random Coefficients (b) fixed CCC DR FITA CR SIZE STATE SG -.0007574 4556315 1611355 1406732 -.3269267 7151003 2199935 (B) random (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Diference -.0004838 329559 039659 1172327 -.0542448 019696 2293533 -.0002736 1260725 1214764 0234405 -.2726819 6954044 -.0093597 S.E .0001755 1809277 1539052 0215965 068875 3369014 0088873 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: diference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 24.39 Prob>chi2 = 0.0010 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier để lựa chọn mơ hình Pooled OLS hay REM Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến ROA, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects ROA[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Kiểm địnhEstimated Breuschresults: and Pagan Lagrangian multiplier để lựa chọn mô Var sd = sqrt(Var) hình ROA 0120653 0695324 u 0022427 1098423 e 0048348 0473573 Test: Var(u) = chibar2(01) = 18.70 Prob > chibar2 = 0.0000 Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến ROA, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects ROA[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var ROA 0120653 0690331 u 0029526 sd = sqrt(Var) 1098423 e 0543374 Test: Var(u) = chibar2(01) = 36.60 Prob > chibar2 = 0.0000 0047656 Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến ROE, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects ROE[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var ROE 105143 2553336 u 0117021 sd = sqrt(Var) 3242576 e 0651953 1081764 Test: Var(u) = chibar2(01) = 4.41 Prob > chibar2 = 0.0179 Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến ROE, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects ROE[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var ROE u 105143 sd = sqrt(Var) 3242576 e 0649071 2547687 021801 1476517 Test: Var(u) = chibar2(01) = 15.24 Prob > chibar2 = 0.0000 Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến TOBINQ, ACP, ICP, APP, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects TOBINQ[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var TOBINQ 0888077 2232337 u 0298328 sd = sqrt(Var) 2980063 e 0498333 1727217 Test: Var(u) = chibar2(01) = 20.73 Prob > chibar2 = 0.0000 Lựa chọn Pooled OLS REM theo biến TOBINQ, CCC, DR, FITA, CR, SIZE, STATE, SG Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random efects TOBINQ[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var TOBINQ 0888077 2241165 u 0304299 sd = sqrt(Var) 2980063 e 1744416 Test: Var(u) = chibar2(01) = 24.76 Prob > chibar2 = 0.0000 0502282 PHỤ LỤC B: DANH MỤC MÃ CHỨNG KHỐN CÁC CƠNG TY VLXD STT MÃ CK TÊN CÔNG TY ACC Công ty cổ phần bê tông BECAMEX BBS Công ty cổ phần VICEM Bao bì Bút Sơn BCC Công ty cổ phần Xi măng Bỉm Sơn BHT Công ty cổ phần Đầu tư Xây dựng Bạch Đằng TMC BHV Công ty cổ phần Viglacera Bá Hiến BT6 Công ty cổ phần Beton BTS Công ty cổ phần Xi măng Vicem Bút Sơn CCM Cơng ty cổ phần Khống Sản Và Xi Măng Cần Thơ CTI Công ty cổ phần Đầu tư Phát triển Cường Thuận IDICO 10 CVT Công ty Cổ phần CMC 11 CYC Công ty cổ phần Gạch Men Chang Yih 12 DAC Công ty cổ phần Viglacera Đông Anh 13 DC4 Công ty cổ phần DIC số 14 DCT Công ty cổ phần Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai 15 DHA Công ty Cổ phần Hố An 16 DIC Cơng ty cổ phần Đầu tư Thương mại DIC 17 DXV Công ty Cổ phần ViCem Vật liệu xây dựng Đà Nẵng 18 GMX Công ty Cổ phần Gạch Ngói Gốm Xây dựng Mỹ Xuân 19 HCC Cơng ty cổ phần Bê tơng Hòa Cẩm 20 HHL Công ty cổ phần Hồng Hà Long An 21 HLY Công ty cổ phần Hạ Long I - Viglacera 22 HOM Công ty cổ phần Xi măng Vicem Hồng Mai 23 HPS Cơng ty Cổ phần Đá xây dựng Hồ Phát 24 HT1 Cơng ty cổ phần xi măng Hà Tiên 25 HVX Công ty cổ phần xi măng Vicem Hải Vân 26 MCC Công ty cổ phần Gạch ngói cao cấp 27 NAV Cơng ty Cổ phần Nam Việt 28 NHC Công ty cổ phần gạch ngói Nhị Hiệp 29 NNC Cơng ty cổ phần Đá Núi Nhỏ 30 PPG Công ty cổ phần Sản xuất-Thương mại-Dịch vụ Phú Phong 31 QNC Công ty cổ phần Xi măng Xây dựng Quảng Ninh 32 SCJ Công ty cổ phần Xi măng Sài Sơn 33 SCL Công ty cổ phần Sông Đà Cao Cường 34 SDN Công ty cổ phần Sơn Đồng Nai 35 SDY Công ty Cổ phần Xi măng Sông Đà Yaly 36 SHN Công ty cổ phần Đầu tư Tổng hợp Hà Nội 37 SKS Cơng ty cổ phần Cơng trình giao thơng sơng Đà 38 TBX Công ty cổ phần Xi măng Thái Bình 39 TCR Cơng ty cổ phần Cơng Nghiệp Gốm sứ Taicera 40 TMX Công ty cổ phần Vicem Thương mại xi măng 41 TSM Công ty cổ phần Xi măng Tiên Sơn Hà Tây 42 TTC Công ty cổ phần Gạch men Thanh Thanh 43 TXM Công ty cổ phần VICEM Thạch cao Xi măng 44 VCS Công ty cổ phần Vicostone 45 VHL Công ty cổ phần Viglacera Hạ Long 46 VIT Công ty cổ phần Viglacera Tiên Sơn 47 VTS Công ty cổ phần Viglacera Từ Sơn 48 VXB Công ty cổ phần Vật liệu xây dựng Bến Tre 49 YBC Công ty cổ phần Xi măng Khoáng sản Yên Bái ... phần vốn lưu động tác động lên khả sinh lợi công ty vật liệu xây dựng nào, tác giả chọn đề tài: Tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán. .. doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán Việt Nam II- Nhiệm vụ nội dung: Nghiên cứu tác động quản trị vốn lưu động đến khả sinh lợi doanh nghiệp vật liệu xây dựng thị trường chứng khoán. .. TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP.HỒ CHÍ MINH - ĐINH THỊ HỒNG THẮM TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ VỐN LƯU ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VẬT LIỆU XÂY DỰNG TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN
- Xem thêm -

Xem thêm: Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp vật liệu xây dựng trên thị trường chứng khoán việtnam , Tác động của quản trị vốn lưu động đến khả năng sinh lợi của các doanh nghiệp vật liệu xây dựng trên thị trường chứng khoán việtnam

Từ khóa liên quan

Gợi ý tài liệu liên quan cho bạn

Nhận lời giải ngay chưa đến 10 phút Đăng bài tập ngay