Mối quan hệ giữa quản trị công ty và bất cân xứng thông tin nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán VN

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN ANH TUẤN MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN ANH TUẤN MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS TRẦN THỊ HẢI LÝ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn tơi nghiên cứu thực hiện, số liệu thông tin sử dụng luận văn có nguồn gốc trung thực phép cơng bố TP Hồ Chí Minh, ngày tháng 10 năm 2015 Nguyễn Anh Tuấn MỤC LỤC TRANG BÌA PHỤ LỜI CẢM ĐOAN MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH TĨM TẮT Chương - GIỚI THIỆU 1.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài Chương - CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết đại diện 2.1.2 Lý thuyết bên hữu quan (Stakeholder) 2.1.3 Lý thuyết quản trị công ty 2.1.4 Hệ thống quản trị công ty 12 2.1.5 Lý thuyết bất cân xứng thông tin 14 2.2 Bằng chứng thực nghiệm quản trị công ty bất cân xứng thông tin 18 2.3 Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin 20 2.3.1 Qui mô, cấu hội đồng quản trị bất cân xứng thơng tin 20 2.3.2 Chính sách lương thưởng bất cân xứng thông tin 21 2.3.3 Cấu trúc sở hữu bất cân xứng thông tin 22 2.3.4 Các chủ nợ lớn bất cân xứng thông tin 24 Chương - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 27 3.1 Giả thiết nghiên cứu 27 3.2 Đo lường mức độ bất cân xứng thông tin 29 3.3 Đo lường chất lượng quản trị công ty 32 3.4 Mơ hình 35 3.5 Dữ liệu 38 Chương - KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 4.1 Phân tích thống kê mô tả 41 4.2 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến 43 4.2.1 Phân tích nhân tố ma trận tương quan biến đo lường bất cân xứng thông tin với biến COMPOSITE 43 4.2.2 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến 45 4.2.3 Kiểm định đa cộng tuyến 47 4.3 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000) 48 4.4 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) Drukker (2003) 49 4.5 Phân tích kết hồi quy GMM 50 Chương - KẾT LUẬN 57 5.1 Kết luận chung từ nghiên cứu 57 5.2 Hạn chế luận văn hướng nghiên cứu 58 5.2.1 Hạn chế luận văn 58 5.2.2 Hướng nghiên cứu 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT CG Corporate Governance – Quản trị công ty IFC International Finance Corporate – Tổ chức Tài Quốc tế OECD Organisation for Economic Cooperation and Development – Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HOSE Sở giao dịch chứng khốn TP Hồ Chí Minh TSSL Tỷ suất sinh lợi CEO Giám đốc điều hành HĐQT Hội đồng quản trị ACMF ADB ASEAN Capital Markets Forum – Diễn đàn thị trường vốn ASEAN Asia Development Bank – Ngân hàng phát triển châu Á DANH MỤC BẢNG Bảng 2.3.1: Bảng tóm tắt khảo lược nghiên cứu mối quan hệ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin 25 Bảng 3.2.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 31 Bảng 3.3.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 34 Bảng 3.5.1: Nguồn liệu biến quan sát 39 Bảng 4.1.1: Thống kê mô tả biến mơ hình 41 Bảng 4.2.1: Phân tích nhân tố 44 Bảng 4.2.2: Kết ma trận tự tương quan biến đến biến COMPOSITE 44 Bảng 4.2.3: Kết ma trận tự tương quan 46 Bảng 4.2.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai 47 Bảng 4.3.1: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mô hình 48 Bảng 4.4.1: Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình 49 Bảng 4.5.1: Kết hồi quy phương trình lựa chọn (1) 51 Bảng 4.5.2: Kết hồi quy mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thơng tin – phương trình (2) 53 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1.1: Hệ thống quản trị công ty cổ phần 13 TÓM TẮT Luận văn nhằm khám phá mối quan hệ quản trị công ty với bất cân xứng thông tin Sử dụng mẫu bao gồm khoảng 40 công ty niêm yết sàn giao dịch chứng khốn Hà Nội thành phố Hồ Chí Minh, từ năm 2011 đến năm 2013 với điều kiện chọn lọc định nguồn liệu thu thập công phu đáng tin cậy Tác giả tiến hành kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan với phần dư liệu bảng thu thập Ngoài ra, mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông tin bị nhiễu sai lệch tự lựa chọn mẫu (selfselection bias) Do đó, tác giả tiến hành khắc phụcvấn đề mơ hình phương pháp Heckman (1979) Sau đó, tác giả thực hồi quy mơ hình phương pháp GMM để khắc phục khuyết tật mơ hình với biến phụ thuộc số đo lường bất cân xứng thông tin (SPREAD, VOLATILITY, TRADE VOLUME, TRADE VALUE COMPOSITE), biến độc lập đại diện cho quản trị công ty (INDEPENDENCE, FEMALE, ATTENDANCE, BOARD MEETS, STOCK COMPENSATION, BIG OWN, DEBT RATIO MARKET VALUE), chia chúngthành nhóm bao gồm cấu hội đồng quản trị, hoạt động hội đồng quản trị, sách lương thưởng & quyền sở hữu tập trung, tài trợ nợ để nghiên cứu mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông tin Kết nghiên cứu cho thấy rằng, với chế quản trị công ty khuyến khích gia tăng việc giám sát nhà quản lý làm giảm bất cân xứng thông tin Cụ thể, tính độc lập hội đồng quản trị cao, hội đồng quản trị động bất cân xứng thông tin (được phản ánh thông qua chênh lệch giá giao dịch (bid-ask spread), biến động tỷ suất sinh lợi, khối lượng giao dịch cổ phần thường giá trị giao dịch cổ phiếu) giảm Vì thế, với chế quản trị cơng ty gia tăng giám sát nhà quản lý dẫn đến việc cải thiện môi trường thông tin doanh nghiệp Từ khóa: quản trị cơng ty, bất cân xứng thơng tin, lý thuyết đại diện, chênh lệch giá giao dịch 10 Chương - GIỚI THIỆU Sau thập kỷ hình thành phát triển thị trường chứng khốn Việt Nam dần vào hoạt động ổn định chuyên nghiệp Sự đời thị trường chứng khốn Việt Nam khơng có ý nghĩa quan trọng q trình hồn thiện hệ thống thị trường tài mà cịn góp phần làm lành mạnh hóa thị trường đầu tư, tạo thuận lợi kênh dẫn vốn cho doanh nghiệp, đáp ứng nhu cầu vốn cho kinh tế không ngừng chuyển đổi vận hành theo chế thị trường Bên cạnh thuận lợi thành tựu đạt được, thị trường chứng khốn cịn nhiều vấn đề cịn tồn cần phải khắc phục để phát triển bền vững Điển hình vấn đề hệ thống pháp luật chưa bao qt, sách điều hành cịn mang tính mệnh lệnh hành chính, hành vi giao dịch nhà đầu tư cịn mang tính bầy đàn cao, sở hạ tầng phục vụ thị trường chưa đáp ứng nhu cầu phát triển…vv đặc biệt mức độ minh bạch thơng tin cịn thấp Đối với thị trường chứng khốn cịn Việt Nam, mà nguồn thơng tin thống chưa nhiều, số liệu thống kê thông tin kinh tế vi mơ vĩ mơ cịn chưa đầy đủ, nhà đầu tư chủ yếu dựa vào báo cáo mà doanh nghiệp niêm yết công bố để đưa định đầu tư Tuy nhiên, với nhiều bất cập cịn tồn hoạt động cơng bố thông tin doanh nghiệp niêm yết, mức độ tin cậy báo cáo nàyđến đâu…vv tất liệu có giúp nhà đầu tư có thơng tin xác đầy đủ để đưa định đầu tư hay khơng cịn câu hỏi bỏ ngỏ Một nguyên nhân quan trọng làm cho thị trường thất bại tình trạng bất cân xứng thông tin công ty niêm yết nhà đầu tư Bất cân xứng thông tin làm cho bên giao dịch khơng có thơng tin đầy đủ, xác kịp thời từ dẫn đến lựa chọn bất lợi, gây cung cầu ảo, thị trường bong bóng tiềm ẩn nguy sụp đổ thị trường Phụ lục 3: Ma trận tương quan spread volati~y trade~me trade~ue indepe~e spread volatility tradevolume tradevalue independence female boardmeets attendance bigown debtratio marketvalue stockcompe~n 1.0000 0.3054 0.1105 -0.0728 0.1202 -0.1055 -0.0996 0.0778 -0.1402 -0.2040 -0.2588 -0.0333 1.0000 -0.0692 -0.0159 0.0868 -0.2100 -0.0723 -0.1733 0.0662 -0.0892 -0.1891 -0.0414 1.0000 0.7290 -0.1145 0.1350 0.1476 0.2139 -0.0897 0.1806 0.0771 -0.0665 1.0000 -0.1642 -0.0757 0.1709 0.2445 0.1783 0.2116 0.1278 -0.0186 1.0000 -0.1524 0.0175 -0.1083 -0.0622 0.0673 -0.0072 -0.0617 female boardm~s attend~e 1.0000 0.0662 0.1505 0.0086 -0.0680 0.2603 0.1219 1.0000 0.1021 0.3278 0.2688 0.0775 0.0073 1.0000 -0.1018 0.0911 0.0920 0.0642 bigown debtra~o market~e stockc~n 1.0000 0.3705 0.1593 0.0248 1.0000 0.0527 -0.0634 1.0000 0.1933 1.0000 Phụ lục 4: Nhân tử phóng đại phương sai VIF reg spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Source SS df MS Model Residual 24.15919 138.82133 106 2.68435445 1.30963519 Total 162.98052 115 1.41722191 spread Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 9563115 1097053 1.340044 -.0004592 085322 008146 -.0164899 -.0000108 81004 -.1752423 Std Err .6340834 9169659 767238 0113361 2550067 0133098 0074149 0000121 1.039903 1.448343 vif Variable VIF 1/VIF mills_ratio marketvalue bigown female debtratio boardmeets attendance stockcompe~n independence 7.65 3.30 2.22 2.14 1.67 1.48 1.20 1.19 1.06 0.130711 0.303140 0.451455 0.466970 0.599534 0.674771 0.833905 0.837939 0.945242 Mean VIF 2.43 Number of obs F( 9, 106) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t 1.51 0.12 1.75 -0.04 0.33 0.61 -2.22 -0.89 0.78 -0.12 P>|t| 0.134 0.905 0.084 0.968 0.739 0.542 0.028 0.378 0.438 0.904 = = = = = = 116 2.05 0.0407 0.1482 0.0759 1.1444 [95% Conf Interval] -.3008205 -1.708269 -.1810805 -.022934 -.4202536 -.0182419 -.0311906 -.0000348 -1.25167 -3.046723 2.213443 1.927679 2.861168 0220157 5908975 0345339 -.0017891 0000133 2.87175 2.696238 Phụ lục 5a: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.0581 between = 0.0098 overall = 0.0136 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = -0.1864 spread Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 3380172 2.466526 0729352 0159803 2409972 0116752 -.0128829 6.68e-06 1.575995 -.3504936 7990058 2.586521 5735232 028678 2618269 0331014 0124048 0000221 3.104851 3.560069 sigma_u sigma_e rho 1.1408651 5125119 83207936 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(39, 67) = t 0.42 0.95 0.13 0.56 0.92 0.35 -1.04 0.30 0.51 -0.10 11.83 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 1.6e+29 0.0000 P>|t| = = 0.674 0.344 0.899 0.579 0.361 0.725 0.303 0.763 0.613 0.922 0.46 0.8967 [95% Conf Interval] -1.256805 -2.696192 -1.071822 -.0412613 -.2816114 -.0543955 -.0376431 -.0000374 -4.621315 -7.456421 1.93284 7.629244 1.217692 0732219 7636058 0777459 0118773 0000507 7.773304 6.755434 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5b: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.1790 between = 0.0259 overall = 0.0281 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = -0.8599 volatility Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.0011591 -.006638 -.0234313 -.000464 -.0000251 -.0002837 -.0000934 -1.62e-07 000289 0600715 010445 0338123 0074974 0003749 0034227 0004327 0001622 2.88e-07 0405882 046539 sigma_u sigma_e rho 01004275 00669982 69201204 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(39, 67) = t -0.11 -0.20 -3.13 -1.24 -0.01 -0.66 -0.58 -0.56 0.01 1.29 1.37 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 1.5e+31 0.0000 P>|t| = = 0.912 0.845 0.003 0.220 0.994 0.514 0.567 0.577 0.994 0.201 1.62 0.1264 [95% Conf Interval] -.0220074 -.0741277 -.0383961 -.0012123 -.0068569 -.0011474 -.0004171 -7.38e-07 -.0807254 -.0328208 0196892 0608516 -.0084664 0002843 0068067 00058 0002303 4.14e-07 0813033 1529638 Prob > F = 0.1297 Phụ lục 5c: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.0990 between = 0.0617 overall = 0.0656 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.1855 tradevolume Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.0000523 -.0001245 0000933 -4.29e-07 -.0000256 -9.24e-07 1.30e-06 -1.98e-09 -.0002164 0022961 0000756 0002447 0000543 2.71e-06 0000248 3.13e-06 1.17e-06 2.09e-09 0002938 0003369 sigma_u sigma_e rho 00052065 00004849 99139943 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(39, 67) = t -0.69 -0.51 1.72 -0.16 -1.03 -0.29 1.11 -0.95 -0.74 6.82 296.69 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 4.5e+26 0.0000 P>|t| = = 0.491 0.613 0.090 0.875 0.306 0.769 0.272 0.347 0.464 0.000 0.82 0.6015 [95% Conf Interval] -.0002033 -.000613 -.000015 -5.85e-06 -.000075 -7.18e-06 -1.04e-06 -6.14e-09 -.0008028 0016237 0000986 000364 0002016 4.99e-06 0000239 5.33e-06 3.64e-06 2.19e-09 00037 0029685 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5d: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.1190 between = 0.0342 overall = 0.0555 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.1737 tradevalue Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 234.996 -939.9139 483.8609 -4.939373 -64.92157 -11.90293 3.569597 -.0074775 -1278.196 8401.3 272.9975 883.7404 195.9565 9.798465 89.45875 11.30981 4.238381 0075381 1060.839 1216.374 sigma_u sigma_e rho 3122.2471 175.11067 99686436 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(39, 67) = t 0.86 -1.06 2.47 -0.50 -0.73 -1.05 0.84 -0.99 -1.20 6.91 726.33 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 5.7e+28 0.0000 P>|t| = = 0.392 0.291 0.016 0.616 0.471 0.296 0.403 0.325 0.232 0.000 1.01 0.4443 [95% Conf Interval] -309.9092 -2703.867 92.73008 -24.49719 -243.482 -34.47741 -4.890247 -.0225237 -3395.64 5973.408 Prob > F = 0.0000 779.9012 824.0393 874.9916 14.61845 113.6388 10.67155 12.02944 0075687 839.2473 10829.19 Phụ lục 5e: Kiểm định phương sai thay đổi xtreg composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.2457 between = 0.0969 overall = 0.1119 corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.2098 composite Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.002129 -.3032627 4922394 0034092 -.0481069 -.0008357 0035426 -2.57e-06 -.5816395 -.0285448 1736714 5622046 1246606 0062334 0569105 0071949 0026963 4.80e-06 6748685 7738142 sigma_u sigma_e rho 1.2910314 11139925 99260958 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(39, 67) = t -0.01 -0.54 3.95 0.55 -0.85 -0.12 1.31 -0.53 -0.86 -0.04 341.77 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (40) = Prob>chi2 = 2.0e+28 0.0000 P>|t| = = 0.990 0.591 0.000 0.586 0.401 0.908 0.193 0.594 0.392 0.971 2.42 0.0189 [95% Conf Interval] -.3487786 -1.425428 2434157 -.0090328 -.1617008 -.0151968 -.0018393 -.0000121 -1.928683 -1.573084 3445205 8189023 741063 0158512 0654869 0135254 0089244 7.01e-06 7654036 1.515995 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 6: Kiểm định tự tương quan xtserial spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 2.244 Prob > F = 0.1429 xtserial volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 0.363 Prob > F = 0.5504 xtserial tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 104.317 Prob > F = 0.0000 xtserial tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 112.564 Prob > F = 0.0000 xtserial composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 9.750 Prob > F = 0.0035 Phụ lục 7a: Kết hồi quy Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 14 Wald chi2(9) = 20.08 Prob > chi2 = 0.028 g Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue industrial consumerservices _cons 3.035993 -4.881616 -1.891595 0209643 -.0702799 -.0096386 -.0200758 3.23e-06 -1.466682 1.206572 2.026272 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err 1.152785 1.951238 1.498111 0089545 1396847 0239215 0112297 9.22e-06 6748887 4301335 1.691187 z 2.63 -2.50 -1.26 2.34 -0.50 -0.40 -1.79 0.35 -2.17 2.81 1.20 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.008 0.012 0.207 0.019 0.615 0.687 0.074 0.726 0.030 0.005 0.231 776576 -8.705973 -4.827839 0034137 -.3440569 -.0565238 -.0420856 -.0000148 -2.789439 3635254 -1.288393 5.29541 -1.05726 1.04465 0385148 2034972 0372466 0019339 0000213 -.1439244 2.049618 5.340937 Instruments for first differences equation Standard D.L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(boardmeets stockcompensation bigown) Instruments for levels equation Standard _cons L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(boardmeets stockcompensation bigown) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(3) = 5.51 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.138 Phụ lục 7b: Kết hồi quy – biến SPREAD Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) = 54.58 Prob > chi2 = 0.000 spread Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 2.56541 -6.238039 7488545 -.0968396 -.638584 0517076 062359 -.0001289 -9.142178 6.720832 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err 1.661025 2.933352 7300319 0315092 3094598 0542313 0361037 0000313 2.130127 2.543189 z 1.54 -2.13 1.03 -3.07 -2.06 0.95 1.73 -4.12 -4.29 2.64 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.122 0.033 0.305 0.002 0.039 0.340 0.084 0.000 0.000 0.008 -.6901403 -11.9873 -.6819817 -.1585965 -1.245114 -.0545838 -.0084029 -.0001903 -13.31715 1.736274 5.82096 -.4887747 2.179691 -.0350827 -.0320539 157999 133121 -.0000676 -4.967206 11.70539 Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) (debtratio attendance stockcompensation independence) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 13.60 (Not robust, but not weakened by many instruments.) D Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.137 Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(1) = 0.28 Prob Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 13.32 Prob iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: chi2(7) = 9.51 Prob Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 4.10 Prob > chi2 = > chi2 = 0.596 0.101 > chi2 = > chi2 = 0.218 0.129 Phụ lục 7c: Kết hồi quy – biến VOLATILITY Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) = 14.35 Prob > chi2 = 0.110 volatility Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 0101068 -.0609518 0005039 -.0008941 -.0071418 0012191 0007698 -8.64e-07 -.0562251 046789 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0204444 0361047 0089855 0003878 0038089 0006675 0004444 3.85e-07 0262183 0313024 z 0.49 -1.69 0.06 -2.31 -1.88 1.83 1.73 -2.24 -2.14 1.49 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.621 0.091 0.955 0.021 0.061 0.068 0.083 0.025 0.032 0.135 -.0299636 -.1317156 -.0171073 -.0016543 -.0146072 -.0000891 -.0001012 -1.62e-06 -.107612 -.0145626 0501772 0098121 0181151 -.000134 0003235 0025274 0016407 -1.09e-07 -.0048382 1081406 Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(debtratio attendance stockcompensation independence) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 6.09 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(1) = Difference (null H = exogenous): chi2(8) = iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: chi2(7) = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.731 subsets: GMM 0.05 6.04 Prob > chi2 = Prob > chi2 = 0.822 0.643 4.29 1.80 Prob > chi2 = Prob > chi2 = 0.746 0.407 Phụ lục 7d: Kết hồi quy – biến TRADE VOLUME Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 11 Wald chi2(8) = 187.70 Prob > chi2 = 0.000 tradevolume Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 0008273 0019457 -.000485 0000206 -.0000799 0000112 -8.29e-06 1.20e-08 0021489 -.0001339 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0002644 0003708 0006665 5.42e-06 00015 7.36e-06 5.93e-06 6.59e-09 0007331 0005517 z 3.13 5.25 -0.73 3.79 -0.53 1.52 -1.40 1.83 2.93 -0.24 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.002 0.000 0.467 0.000 0.594 0.128 0.162 0.067 0.003 0.808 000309 0012189 -.0017913 9.94e-06 -.0003739 -3.21e-06 -.0000199 -8.67e-10 0007121 -.0012152 0013456 0026725 0008213 0000312 000214 0000256 3.33e-06 2.49e-08 0035857 0009473 Instruments for first differences equation Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(1) = 0.17 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.680 Phụ lục 7e: Kết hồi quy – biến TRADE VALUE Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 12 Wald chi2(8) = 474.85 Prob > chi2 = 0.000 tradevalue Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 1748.018 906.9567 756.0872 57.52988 577.8338 35.295 -4.415282 0373942 4251.781 1050.51 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err 769.1488 1074.053 1364.18 30.93369 353.8071 17.07634 27.94682 0194766 3300.71 1992.614 z 2.27 0.84 0.55 1.86 1.63 2.07 -0.16 1.92 1.29 0.53 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.023 0.398 0.579 0.063 0.102 0.039 0.874 0.055 0.198 0.598 240.5137 -1198.149 -1917.656 -3.099026 -115.6155 1.825989 -59.19004 -.0007792 -2217.492 -2854.942 3255.521 3012.063 3429.831 118.1588 1271.283 68.76402 50.35947 0755676 10721.05 4955.962 Instruments for first differences equation Standard D.(D.bigown L.boardmeets boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons D.bigown L.boardmeets boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets boardmeets) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(2) = 2.92 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.232 Phụ lục 7f: Kết hồi quy – biến COMPOSITE Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 11 Wald chi2(8) = 238.05 Prob > chi2 = 0.000 composite Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 9947183 2.500831 -.0807078 031471 -.2171842 0169805 -.0047782 0000223 2.804535 -3.72593 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .4351482 6102245 1.096737 0089218 2467901 0121139 009757 0000108 1.20632 907773 z 2.29 4.10 -0.07 3.53 -0.88 1.40 -0.49 2.05 2.32 -4.10 P>|z| = = = = = 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.022 0.000 0.941 0.000 0.379 0.161 0.624 0.040 0.020 0.000 1418434 1.304813 -2.230273 0139847 -.7008839 -.0067623 -.0239015 1.03e-06 4401912 -5.505133 1.847593 3.696849 2.068857 0489574 2665155 0407234 0143451 0000435 5.168878 -1.946728 Instruments for first differences equation Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(1) = 1.76 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.185 Phụ lục 8: Tính giá trị MILLS RATIO probit g independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue industrial consumerservices predict predicted_values, xb generate denominator = normal(predicted_values) generate numerator = normalden(predicted_values) generate mills_ratio = numerator/denominator generate denominator = normal(predicted_values) generate numerator = normalden(predicted_values) generate mills_ratio = numerator/denominator ... bất cân xứng thông tin 2.3.Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin Mặc dù có nhiều nghiên cứu bất cân xứng thông tin quản trị công ty, nhiên khơng có nhiều chứng thực nghiệm mối quan hệ. .. trị công ty 12 2.1.5 Lý thuyết bất cân xứng thông tin 14 2.2 Bằng chứng thực nghiệm quản trị công ty bất cân xứng thông tin 18 2.3 Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin. .. quản trị công ty bất cân xứng thông tin Cơ chế quản trị công ty làm giảm mức độ bất cân xứng thông tin nào? Trong phần khảo lược nghiên cứu liên quan chế quản trị công ty bất cân xứng thơng tin