TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG

1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HCM THÁI LÊ LAN THANH TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHO[.]

1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HCM THÁI LÊ LAN THANH TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Thành phố Hồ Chí Minh- Năm 2020 THÁI LÊ LAN THANH TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN TẠI VIỆT NAM Chun ngành: Tài chính- Ngân hàng Mã số: 8.34.02.01 LUẬN VĂN THẠC SĨ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC : PGS TS HOÀNG ĐỨC Thành phố Hồ Chí Minh- Năm 2020 i LỜI CAM ĐOAN Luận văn chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tôi, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung cơng bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn LỜI CẢM ƠN Trước hết, em xin chân thành cảm ơn Trường Đại Học Ngân Hàng Thành phố Hồ Chí Minh tạo mơi trường thuận lợi để em thực hồn thành Luận văn tốt nghiệp mình, rèn luyện phát triển thân trình học tập trường Đặc biệt, em xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến thầy Hồng Đức – Phó giáo sư Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hướng dẫn giúp đỡ nhiệt tình, cho em lời khuyên bổ ích, giải đáp thắc mắc dành thời gian xem xét Luận văn tốt nghiệp Cuối cùng, em xin cảm ơn gia đình, bạn bè ln động viên, ủng hộ tác giả vượt qua khó khăn, hồn thành tốt nghiên cứu MỤC LỤC NỘI DUNG LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT viii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU LUẬN VĂN 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 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa khoa học thực tiễn luận văn 1.5.1 Ý nghĩa khoa học 1.5.2 Ý nghĩa thực tiễn 1.6 Cấu trúc luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY ĐẾN QUẢN LÝ THU NHẬP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN 2.1 Tổng quan lý thuyết 2.1.1 Đòn bẩy đến quản lý thu nhập doanh nghiệp 2.1.2 Thu nhập doanh nghiệp 2.1.3 Khái niệm quản lý thu nhập 2.1.4 Khái niệm khoản dồn tích bất thường 10 2.1.5 Lý thuyết mối quan hệ đòn bẩy đến quản lý thu nhập 11 2.1- Các nghiên cứu thực nghiệm trước 12 2.2.1- Các nghiên cứu thực nghiệm chứng minh địn bẩy có tác động tăng quản lý thu nhập 12 2.2.2- Các nghiên cứu thực nghiệm chứng minh đòn bẩy có tác động giảm quản lý thu nhập 15 2.2- Tóm tắt chương 18 Chương 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 3.1- Dữ liệu nghiên cứu 18 3.2- Mơ hình nghiên cứu 20 3.2.1- Giả thuyết nghiên cứu 20 3.2.2- Biến phụ thuộc – khoản dồn tích bất thường 20 3.2.3- Biến độc lập 24 3.2.4- Bảng mơ tả biến mơ hình nguồn biến 25 3.3- Khung phân tích luận văn 27 3.4- Tóm tắt chương 29 Chương 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 29 4.1- Thống kê mô tả 29 4.1.1- Biến phụ thuộc DAC ( giá trị DAC ) 29 4.1.2- Các biến độc lập 30 4.2- Ma trận hệ số tương quan 33 4.3- Kết hồi quy tác động đòn bẩy đến quản trị khoản thu nhập lũy kế 34 4.3.1- Quản lý thu nhập đòn bẩy 39 4.3.2- Quản lý thu nhập tỷ suất sinh lợi tổng tài sản .40 4.3.3- Quản lý thu nhập tỷ lệ tự chủ tài 41 4.3.4- Quản lý thu nhập chi phí lãi vay 41 4.4- Tóm tắt chương 41 Chương 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 42 5.1- Kết nghiên cứu luận văn 42 5.2- Đóng góp luận văn 42 5.3- Hạn chế luận văn 43 5.4- Hàm ý sách luận văn 43 5.4.1- Một số giải pháp nâng cao hiệu sách địn bẩy tài doanh nghiệp 43 5.4.2- Giải pháp nâng cao khả huy động vốn doanh nghiệp 45 TÀI LIỆU THAM KHẢO i PHỤ LỤC iv Phụ lục 1: Danh sách 116 cơng ty có địn bẩy cao địn bẩy tăng từ 2013 - 2018 hai sàn giao dịch HSX HNX iv Phụ lục 2: Thống kê mô tả ix Phụ lục 3: Kết hồi quy xi Phụ lục 4: Kiểm định mơ hình xxxiii DANH MỤC BẢNG Bảng 3-1 Mơ tả cách tính biến mơ hình nguồn biến 266 Bảng 4-1 Số liệu thống kê mơ tả cho khoản dồn tích bất thường theo giá trị tuyệt đối cho biến độc lập giai đoạn nghiên cứu từ năm 2013 đến 2018 31 Bảng 4-2 Số liệu thống kê mô tả cho biến độc lập giai đoạn nghiên cứu từ năm 2013 đến 2015 323 Bảng 4-3 Số liệu thống kê mô tả cho biến độc lập giai đoạn nghiên cứu từ năm 2013 đến 2016 323 Bảng 4-4 Số liệu thống kê mô tả cho biến độc lập giai đoạn nghiên cứu từ năm 2013 đến 2017 333 Bảng 4-5 Bảng ma trận tương quan biến độc lập 344 Bảng 4-6 Kết phân tích mơ hình Pooled OLS tổng hợp sau: 345 Bảng 4-7 Kết mơ hình FEM thu sau: 355 Bảng 4-8 Kết mơ hình REM thu sau 376 Bảng 4-9 Kết kiểm định Hausman thu sau 386 Bảng 4-10 Kết mơ hình hồi quy loại bỏ sai lệch 36 DANH MỤC HÌNH Hình 3-1 Cơ sở phân loại cơng ty theo tỷ lệ nợ dài hạn vốn chủ sở hữu 19 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT Từ viết tắt Cụm từ tiếng Việt HOSE Sàn giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh HNX Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội TTCK Thị trường chứng khốn CTCK Cơng ty chứng khốn SGDCK Sở giao dịch chứng khoán TTGDCK Trung tâm giao dịch chứng khoán DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH Từ viết tắt Cụm từ tiếng Anh Cụm từ tiếng Việt Pooled OLS Pooled Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ FEM Fixed Effects Mơ hình tác động cố định REM Random Effects Mơ hình tác động ngẫu nhiên TĨM TẮT Tiêu đề: Tác động đòn bẩy đến quản lý thu nhập Doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Tóm tắt: Luận văn thực với mục tiêu xem xét mối quan hệ việc tăng đòn bẩy hay giữ đòn bẩy mức cao với hoạt động quản lý thu nhập dồn tích Nghiên cứu dựa kết khảo sát 707 doanh nghiệp niêm yết hai sàn giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HSX) sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) với thời gian khảo sát từ năm 2013 đến năm 2018 Bằng cách sử dụng liệu bảng để tính tốn khoản dồn tích bất thường đại diện cho quản lý thu nhập, đồng thời phân tích thực nghiệm để tác động việc sử dụng địn bẩy gia tăng hay trì mức cao đến hội nhà quản lý Kết đạt cho thấy đòn bẩy tạo động lực cho nhà quản lý điều khiển thu nhập theo ý muốn, địn bẩy tác động tích cực đến việc quản lý thu nhập cho doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam Luận văn cịn doanh nghiệp có địn bẩy tăng có khả mức độ quản lý thu nhập cao so với doanh nghiệp có địn bẩy cao Từ khóa: quản lý thu nhập 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) VVV = Prob>chi2 = 1.90 0.7546 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH BREUSH PAGAN LM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LDAC2[i,t] = Xb + u[i] + e[i,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) + LDAC2 | 1.622749 1.273872 e | 8838014 9401071 u | 5750851 7583437 Test: Var(u) = chibar2(01) = 285.15 Prob > chibar2 = 0.0000 KẾT QUẢ MƠ HÌNH xtgls DAC2 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: homoskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Number of obs = Estimated autocorrelations = Number of groups = Estimated coefficients Obs per group: = 770 129 = avg = 5.968992 max = Log likelihood DAC2 | = 1649.412 Coef Std Err z Wald chi2(5) = 66.17 Prob > chi2 = 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] + ROA | 1690262 0234258 7.22 0.000 1231124 21494 SFR | 1.33e-07 7.56e-07 0.18 0.860 -1.35e-06 1.62e-06 LEV | 0006471 2.61 0.009 0004208 0029573 001689 LEVINC | -.0035128 0038908 -0.90 0.367 -.0111385 004113 INTEXP | 1182998 0334999 3.53 0.000 0526412 1839583 _cons | 0142464 0022476 6.34 0.000 0098412 0186516 Mơ hình McNichols (2002) reg LDAC3 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Source | SS df MS -+ Number of obs = F(5, 607) = 613 4.96 Model | 75.044411 Residual | 1834.96209 15.0088822 607 3.02300179 -+ = 0.0002 R-squared = 0.0393 Adj R-squared = Total | 1910.0065 612 3.12092565 LDAC3 | Std Err Coef Prob > F Root MSE = 0.0314 1.7387 t P>|t| [95% Conf Interval] ROA | -.1533578 1.049715 -0.15 0.884 -2.214872 1.908156 SFR | 0007132 000399 1.79 0.074 -.0000704 0014968 LEV | 0787663 0303116 2.60 0.010 0192379 1382946 LEVINC | -.217019 1573371 -1.38 0.168 -.52601 + 0919721 INTEXP | 8.279177 2.608492 3.17 0.002 3.156413 13.40194 _cons | 24.87605 1645296 151.19 0.000 24.55293 25.19917 xtreg LDAC3 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: i R-sq: Number of obs = 613 Number of groups = 116 Obs per group: within = 0.0560 = between = 0.0165 avg = 5.3 overall = 0.0299 max = F(5,492) = 5.84 corr(u_i, Xb) = -0.0449 LDAC3 | Coef Prob > F Std Err t P>|t| = [95% Conf 0.0000 Interval] + ROA | -.8058715 9818285 -0.82 0.412 -2.734966 SFR | 0007843 0003286 2.39 0.017 0001386 00143 LEV | 0876837 0293729 2.99 0.003 0299719 1453954 LEVINC | 13363 1375555 0.97 0.332 -.1366386 4038986 INTEXP | 8.2994 2.838934 2.92 0.004 2.72147 13.87733 _cons | 24.76866 1550311 159.77 0.000 24.46406 25.07327 + sigma_u | 1.3320652 sigma_e | 1.2734078 rho | 52250174 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(115, 492) = 5.56 vif,uncentered Variable | VIF 1/VIF LEV | 1.71 0.586339 LEVINC | 1.48 0.674819 INTEXP | 1.46 0.686029 ROA | 1.29 0.773445 SFR | 1.01 0.993275 + + 1.123223 Prob > F = 0.0000 Mean VIF | 1.39 xtreg LDAC3 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP,re Random-effects GLS regression Number of obs Group variable: i R-sq: = 613 Number of groups = 116 Obs per group: within = 0.0550 = between = 0.0245 avg = 5.3 overall = 0.0340 max = Wald chi2(5) corr(u_i, X) = (assumed) LDAC3 | Coef = Prob > chi2 Std Err 31.20 = 0.0000 z P>|z| [95% Conf Interval] ROA | -.6343305 9328213 -0.68 0.496 -2.462627 1.193966 SFR | 0007757 0003214 2.41 0.016 0001458 0014056 LEV | 0847801 027503 3.08 0.002 0308752 1386849 1326019 0.34 0.737 -.2152794 3045105 + LEVINC | 0446156 INTEXP | 8.605518 2.572052 3.35 0.001 3.564388 13.64665 _cons | 24.80894 1827879 135.73 0.000 24.45068 25.1672 + sigma_u | 1.1886455 sigma_e | 1.2734078 rho | 46561325 (fraction of variance due to u_i) KIỂM ĐỊNH HAUSMAN hausman fe re Note: the rank of the differenced variance matrix (4) does not equal the number of coefficients being tested (5); 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) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe re Difference S.E -.171541 3063195 + ROA | -.8058715 -.6343305 SFR | LEV | 0007843 0876837 LEVINC | 13363 INTEXP | 8.2994 0007757 8.58e-06 0000688 0847801 0029036 0103127 0446156 0890145 0365819 8.605518 -.3061181 1.201704 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) = Prob>chi2 = 6.53 0.1632 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH BREUSH PAGAN LM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LDAC3[i,t] = Xb + u[i] + e[i,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) + LDAC3 | 1.65839 1.287785 e | 1.139441 1.067446 u | 3998055 6323017 Test: Var(u) = chibar2(01) = 126.40 Prob > chibar2 = 0.0000 KẾT QUẢ MƠ HÌNH xtgls DAC3 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: homoskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Number of obs = 770 Estimated autocorrelations = Number of groups = 129 Estimated coefficients Obs per group: = = avg = 5.968992 max = Log likelihood = 1697.436 Wald chi2(5) = 53.49 Prob > chi2 = 0.0000 DAC3 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + ROA | 1412554 0220094 6.42 0.000 0981178 1843931 SFR | 6.51e-07 7.10e-07 0.92 0.359 -7.41e-07 2.04e-06 LEV | 0017825 000608 2.93 0.003 0005909 0029741 LEVINC | -.0054433 0036555 -1.49 0.136 -.012608 0017214 INTEXP | 0681781 0314743 2.17 0.030 0064896 1298666 _cons | 0163514 0021117 7.74 0.000 0122125 0204902 Mơ hình Raman Shahrur (2008) reg LDAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Source | SS df MS -+ Number of obs = 600 F(5, 594) = 6.83 0.0000 Model | 112.335454 22.4670908 Prob > F = Residual | 1954.14346 594 3.2898038 R-squared = 0.0544 -+ -Total | 2066.47891 LDAC4 | Adj R-squared = 599 3.44988132 Coef Std Err t P>|t| Root MSE 0.0464 = 1.8138 [95% Conf Interval] + ROA | -.8804452 1.101795 -0.80 0.425 -3.044333 1.283443 SFR | 0002087 0004163 0.50 0.616 -.000609 0010264 LEV | 156243 0318097 4.91 0.000 0937699 2187161 LEVINC | -.5220192 1662254 -3.14 0.002 -.8484803 -.1955582 INTEXP | 1.272283 2.738087 0.46 0.642 -4.105226 6.649792 _cons | 25.51317 1729946 147.48 0.000 25.17341 25.85292 xtreg LDAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: i R-sq: Number of obs = 600 Number of groups = 116 Obs per group: within = 0.0494 = between = 0.0477 avg = 5.2 overall = 0.0471 max = F(5,479) corr(u_i, Xb) = 0.0136 LDAC4 | Coef Prob > F = 4.98 = 0.0002 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1.16471 -0.10 0.923 -2.400492 2.176653 SFR | 0006618 0003952 1.67 0.095 -.0001148 0014384 LEV | 1203592 0345193 3.49 0.001 0525313 1881872 LEVINC | -.4410257 1638144 -2.69 0.007 -.7629093 -.1191421 + ROA | -.1119193 INTEXP | 4.609859 _cons | 25.42503 3.347351 1.38 0.169 -1.967447 1831741 138.80 0.000 25.0651 + sigma_u | 1.219043 sigma_e | 1.486433 rho | 40212317 (fraction of variance due to u_i) 11.18716 25.78495 F test that all u_i=0: F(115, 479) = 3.53 Prob > F = 0.0000 vif,uncentered Variable | VIF 1/VIF + LEV | 1.70 0.586585 LEVINC | 1.48 0.674052 INTEXP | 1.46 0.685543 ROA | 1.29 0.773173 SFR | 1.01 0.993132 + Mean VIF | 1.39 xtreg LDAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP,re Random-effects GLS regression Group variable: i R-sq: Number of obs = 600 Number of groups = 116 Obs per group: within = 0.0481 = between = 0.0631 avg = 5.2 overall = 0.0523 max = Wald chi2(5) corr(u_i, X) = (assumed) Prob > chi2 = 31.51 = 0.0000 LDAC4 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + ROA | -.479926 1.067656 -0.45 0.653 -2.572494 1.612642 SFR | 0004658 0003743 1.24 0.213 -.0002679 0011994 1973342 LEV | 136326 0311272 4.38 0.000 0753177 LEVINC | -.4639775 1539567 -3.01 0.003 -.7657271 -.1622278 INTEXP | 3.113259 2.868746 1.09 0.278 -2.509379 8.735897 _cons | 25.47021 1909111 133.41 0.000 25.09603 25.84439 + sigma_u | 1.0172761 sigma_e | 1.486433 rho | 3189717 (fraction of variance due to u_i) KIỂM ĐỊNH HAUSMAN hausman fe re Note: the rank of the differenced variance matrix (4) does not equal the number of coefficients being tested (5); 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) (b-B) | fe re Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E + ROA | -.1119193 -.479926 3680067 4654675 SFR | 0006618 0004658 000196 0001269 LEV | 1203592 136326 -.0159667 0149224 LEVINC | -.4410257 -.4639775 0229517 0559685 INTEXP | 3.113259 1.496599 1.724835 4.609859 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) = Prob>chi2 = 2.34 0.6735 KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH BREUSH PAGAN LM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LDAC4[i,t] = Xb + u[i] + e[i,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) + LDAC4 | 1.64993 1.284496 e | 1.012357 1.00616 u| 505712 7111343 Test: Var(u) = chibar2(01) = 203.61 Prob > chibar2 = 0.0000 KẾT QUẢ MƠ HÌNH xtgls DAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: homoskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Number of obs = 770 Number of groups = 129 Estimated coefficients = Obs per group: = avg = 5.968992 max = Wald chi2(5) Log likelihood DAC4 | = 1660.599 Coef Std Err Prob > chi2 z = = 64.85 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 1194049 2099079 + ROA | 1646564 0230879 7.13 0.000 SFR | 2.46e-07 7.45e-07 0.33 0.741 -1.21e-06 1.71e-06 LEV | 001757 0006378 2.75 0.006 000507 003007 LEVINC | -.004109 0038346 -1.07 0.284 -.0116248 0034067 INTEXP | 1089863 0330167 3.30 0.001 0442749 1736978 _cons | 0144985 0022152 6.55 0.000 0101569 0188402 Phụ lục 4: Kiểm định mơ hình Hribar Collins (2002) KIỂM ĐỊNH SỰ TƯƠNG QUAN xtserial LDAC1 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 110) = 44.846 Prob > F = 0.0000 Kothari cộng (2005) KIỂM ĐỊNH SỰ TƯƠNG QUAN xtserial LDAC2 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 110) = 71.442 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Raman Shahrur (2008) KIỂM ĐỊNH SỰ TƯƠNG QUAN xtserial LDAC3 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 110) = 29.924 Prob > F = 0.0000 Mơ hình Raman Shahrur (2008) KIỂM ĐỊNH SỰ TƯƠNG QUAN xtserial LDAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 108) = 34.706 Prob > F = 0.0000 MƠ HÌNH HỒI QUY TÁC ĐỘNG CỐ ĐỊNH SAU HIỆU CHỈNH xtscc LDAC4 ROA SFR LEV LEVINC INTEXP,re (96 missing values generated) Regression with Driscoll-Kraay standard errors Number of obs = 600 Method: Random-effects GLS regression Number of groups = 116 Group variable (i): i Wald chi2(5) = 13344.56 maximum lag: Prob > chi2 = 0.0000 corr(u_i, Xb) = (assumed) overall R-squared = 0.0523 | Drisc/Kraay LDAC4 | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + ROA | -.479926 4319371 -1.11 0.317 -1.590256 6304036 SFR | 0004658 0003095 1.50 0.193 -.0003298 0012613 8.17 0.000 0934201 1792318 LEV | 136326 0166911 LEVINC | -.4639775 0977443 -4.75 0.005 -.7152373 -.2127176 INTEXP | 3.113259 3.167437 0.98 0.371 -5.028896 11.25542 _cons | 25.47021 200399 127.10 0.000 24.95507 25.98535 + sigma_u | 1.0172761 sigma_e | 1.486433 rho | 3189717 (fraction of variance due to u_i)