Luận văn thạc sĩ UEH tác động của cấu trúc vốn lên chi phí đại diện của nơ thực nghiệm tại các công ty niêm yết việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ PHƯƠNG DUNG TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN LÊN CHI PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA NỢ- THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ PHƯƠNG DUNG TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN LÊN CHI PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA NỢ- THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH- NGÂN HÀNG Mà SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu riêng Các số liệu nêu luận văn hoàn toàn trung thực kết nghiên cứu luận văn chưa công bố cơng trình nghiên cứu Tp.HCM, ngày 23 tháng 10 năm 2013 Người thực Nguyễn Thị Phương Dung LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lí hình thành đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2.1 Các lý thuyết chi phí đại diện quyền sở hữu nhà quản trị 2.2 Các lý thuyết chi phí đại diện và quyền sở hữu tập trung 2.3 Chi phí đại diện nợ ngân hàng 2.4 Chi phí đại diện cấu trúc vốn CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 11 3.1 Giới thiệu 11 3.2 Chọn mẫu thu thập liệu 11 3.3 Mơ hình nghiên cứu 12 3.4 Kế hoạch phân tích liệu 15 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 17 4.1 Thống kê mô tả 17 4.2 Phân tích tương quan 19 4.3 Hồi quy đa biến cho liệu bảng 23 4.3.1 Phân tích hồi quy mơ hình nghiên cứu mơ hình 23 4.3.1.1 Hồi quy Pooled regression 23 4.3.1.2 Hồi quy Fixed Effect Model (FEM) 26 4.3.1.3 Hồi quy Random Effect Model (REM) 27 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 4.3.1.4 So sánh lựa chọn mơ hình phù hợp 28 4.3.1.5 Kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi mơ hình FEM 30 4.3.1.6 Thảo luận kết ước lượng từ mơ hình FEM mơ hình 33 4.3.2 Phân tích hồi quy mơ hình nghiên cứu mơ hình 33 4.3.2.1 Hồi quy Pooled regression 33 4.3.2.2 Hồi quy Fixed Effect Model (FEM) 38 4.3.2.3 Hồi quy Random Effect Model (REM) 38 4.3.2.4 So sánh lựa chọn mơ hình phù hợp 39 4.3.2.5 Kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi mơ hình FEM 41 4.3.2.6 Thảo luận kết ước lượng từ mơ hình FEM mơ hình 43 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 45 5.1 Kết luận 45 5.2 Hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu 50 5.2.1 Hạn chế nghiên cứu 50 5.2.2 Hướng nghiên cứu 50 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 3.1: Các biến quan sát mơ hình nghiên cứu 13 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 17 Bảng 4.2: Ma trận tương quan biến 21 Bảng 4.3: Kết hồi quy Pooled regression mơ hình 23 Bảng 4.4: Kết VIF mơ hình 24 Bảng 4.5: Kết hồi quy Pooled regression mơ hình sau loại biến DR 25 Bảng 4.6: Kết VIF mơ hình sau loại biến DR 25 Bảng 4.7: Kết hồi quy Pooled regression mơ hình sau loại biến SHDEBT 26 Bảng 4.8: Kết VIF mơ hình sau loại biến SHDEBT 26 Bảng 4.9: Kết hồi quy FEM mơ hình 27 Bảng 4.10: Kết hồi quy REM mơ hình 28 Bảng 4.11: Kết kiểm định Likelihood ratio test mơ hình 28 Bảng 4.12: Kết kiểm định Breuch Pagan Test mơ hình 29 Bảng 4.13: Kết kiểm định Hausman Test mơ hình 30 Bảng 4.14: Kết kiểm định tự tương quan FEM mô hình 31 Bảng 4.15: Kết kiểm định phương sai thay đổi FEM mô hình 31 Bảng 4.16: Khắc phục phương sai thay đổi FEM mơ hình 32 Bảng 4.17: Kết hồi quy Pooled regression mơ hình 34 Bảng 4.18: Kết VIF mơ hình 34 Bảng 4.19: Kết hồi quy Pooled regression mô hình sau loại biến DR 36 Bảng 4.20: Kết VIF mơ hình sau loại biến DR 36 Bảng 4.21: Kết hồi quy Pooled regression mơ hình sau loại biến SHDEBT 37 Bảng 4.22: Kết VIF mơ hình sau loại biến SHDEBT 37 Bảng 4.23: Kết hồi quy FEM mơ hình 38 Bảng 4.24: Kết hồi quy REM mơ hình 39 Bảng 4.25: Kết kiểm định Likelihood ratio test mơ hình 39 Bảng 4.26: Kết kiểm định Breuch Pagan Test mơ hình 40 Bảng 4.27: Kết kiểm định Hausman Test mơ hình 41 Bảng 4.28: Kết kiểm định tự tương quan FEM mô hình 42 Bảng 4.29: Kết kiểm định phương sai thay đổi FEM mô hình 42 Bảng 4.30: Khắc phục phương sai thay đổi FEM mơ hình 43 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com TÓM TẮT Nghiên cứu nhằm kiểm tra tác động cấu trúc vốn (có xét đến nợ ngân hàng) tác động cấu trúc quyền sở hữu lên chi phí đại diện nợ Chi phí đại diện nợ tính hai mơ hình: Phần tài sản khơng đầu tư vào tài sản, thiết bị cố định, tương ứng mơ hình 1; tính khoản tài sản công ty, tương ứng mô hình Bằng cách phân tích 50 cơng ty phi tài niêm yết Sở giao dịch chứng khốn TPHCM (HOSE) Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) qua giai đoạn năm năm từ năm 2008 đến năm 2012, sử dụng hồi quy Pooled Regression, Fixed Effect Model, Random Effect Model, lựa chọn mơ hình phù hợp Fixed Effect Model để sử dụng kết ước lượng hồi quy, trả lời cho mục tiêu nghiên cứu Kết hồi quy cho thấy việc sử dụng nợ ngân hàng cao làm giảm chi phí đại diện hai mơ hình, nghĩa vai trò giám sát ngân hàng Việt Nam việc giảm chi phí đại diện có hiệu Biến PROF (EBIT/Tổng tài sản) gia tăng lại làm tăng chi phí đại diện hai mơ hình Biến DR ( nợ dài hạn/ Tổng tài sản ) TDEBT (Tổng nợ/ Tổng tài sản) làm tăng giảm chi phí đại diện, tác động trái ngược hai mơ hình (TDBT làm tăng chi phí đại diện, DR làm giảm chi phí đại diện mơ hình ngược lại với mơ hình 2) Cấu trúc quyền sở hữu (MNG - quyền sở hữu nhà quản trị CONCENT - tập trung quản trị) có tác động lên chi phí đại diện mơ hình khơng có ý nghĩa mơ hình Trong gia tăng quyền sở hữu nhà quản trị làm cho chi phí đại diện gia tăng ngược lại, gia tăng tập trung quản trị lại làm giảm chi phí đại diện Ngoài kết cho thấy hội tăng trưởng gia tăng kéo theo gia tăng chi phí đại diện mơ hình LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lí hình thành đề tài Nền kinh tế đầy biến động phức tạp, với xu hướng tồn cầu hóa, hội nhập kinh tế diễn nhanh chóng, cơng ty cổ phần với ưu điểm khả huy động vốn thành lập ngày nhiều, cạnh tranh gay gắt Việc sử dụng nguồn vốn cần tính tốn hợp lý cẩn thận để đảm bảo khả trì doanh nghiệp Các cơng ty cổ phần với cấu trúc vốn 100% vốn chủ sở hữu chưa lựa chọn tối ưu, hồn cảnh kinh tế khó khăn Việc sử dụng vốn vay nhu cầu cần thiết phổ biến doanh nghiệp Tuy nhiên sử dụng nguồn vốn xuất loại chi phí gọi chi phí đại diện - có tách bạch quyền quản lý quyền sở hữu Chi phí đại diện ln tồn công ty cổ phần, thể cách gián tiếp : quyền hạn ban giám đốc, vị trí điều hành chủ chốt … bị hạn chế, khó linh hoạt với định điều hành chịu nhiều kiểm soát từ nhà cung cấp tài Grossman and Hart (1982), Williams (1987) thấy địn bẩy tài đóng vai trị quan trọng việc giảm chi phí đại diện Nợ làm giới hạn nhà quản trị tiêu dùng tiêu dùng phải hiệu để tiếp tục quản lý nhiệm vụ Mặc dù lý thuyết cấu trúc vốn cho mức độ nợ cao tối ưu (các nợ khiến nhà quản trị phải trả lãi gốc định kỳ giảm khả nhà quản trị đầu từ vào dự án không tối ưu Địn bẩy tài cao mang đến giám sát từ bên ngoài: chủ nợ kiểm toán, giám sát hoạt động giảm hành vi xấu nhà quản trị) Tuy nhiên có ý kiến lại cho mức độ nợ cao tạo việc chuyển rủi ro thay tài sản, gây chi phí đại diện nợ Ví dụ cấu trúc vốn có mức độ sử dụng nợ cao hơn, nhà quản trị đại diện cho cổ đơng đầu tư vào dự án rủi ro cao với mong LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com muốn đạt lợi nhuận cao Nếu dự án thành cơng lợi ích mang đến cho cổ đông dạng thu nhập gia tăng, khơng thành cơng chủ nợ lại phải gánh chịu chi phí Như rủi ro chuyển từ cổ đông sang cho chủ nợ Đây gọi vấn đề đại diện nợ, tức mâu thuẫn lợi ích chủ nợ cổ đông Jensen and Meckling (1976) cho vấn đề đại diện nợ xuất phát từ mâu thuẫn lợi ích chủ nợ cổ đơng Các chủ nợ không muốn để mức nợ công ty lên đến 100%, rủi ro dành cho họ tăng lên cao Chi phí đại diện nợ liên quan tới việc giám sát chủ nợ Nếu chủ nợ giám sát chặt chẽ hoạt động nhà quản trị chi phí đại diện nợ thấp Tài sản cố định công ty dễ dàng giám sát hơn, đó, tài sản có tính khoản tài sản không cố định nhà xưởng, thiết bị lại khó bị chủ nợ giám sát Vì tài sản khơng giám sát đầu tư sai dự án, nhà quản trị dùng tài sản để chiếm hữu tài sản từ chủ nợ Trong lĩnh vực tài chính, thời điểm bình thường, ngân hàng trái chủ - người cho doanh nghiệp vay tiền- có quan điểm với chủ sở hữu việc mong muốn doanh nghiệp thành công phát đạt Nhưng doanh nghiệp gặp khó khăn, thống mục tiêu chung đổ vỡ Vào lúc thay đổi ban quản lý điều cần thiết để cứu doanh nghiệp, nhà cho vay lại khơng cịn muốn tiếp tục đầu tư vào doanh nghiệp họ quan tâm đến việc thu hồi lại khoản tiền cho doanh nghiệp vay Sự tranh cãi xảy nhà tài trợ khác chủ nợ cảm nhận cơng ty có khả bị phá sản có tranh giành chủ nợ nhằm giành cho vị trí ưu tiên để nhận lại khoản vay theo thứ tự chi trả luật phá sản Ngoài ra, doanh nghiệp rơi vào tình trạng kiệt quệ tài ( Kiệt quệ tài xảy khơng thể đáp ứng hứa hẹn với chủ nợ hay đáp ứng cách khó khăn Đơi kiệt quệ tài đưa đến phá sản, đơi có nghĩa gặp khó khăn, rắc rối ), mâu thuẫn quyền lợi cản trở định đắn hoạt động, đầu tư, tài trợ Các cổ đông thường từ bỏ mục tiêu thông thường tối đa hóa giá trị thị trường doanh nghiệp và, thay vào đó, theo đổi mục tiêu hạn hẹp LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com quyền lợi riêng Họ thường có khuynh hướng thực “trò chơi” riêng mà phần thiệt hại chủ nợ gánh chịu Sự bất cân xứng thông tin xảy thường xuyên Thông tin nhà quản lý chủ nợ khác nhau, công ty gặp khó khăn tài Chi phí đại diện cao làm giảm lực sản xuất công ty Điều đưa cơng ty đến bờ vực phá sản Liệu có tác động từ cấu trúc vốn lên chi phí đại diện để giảm loại chi phí khơng? Việc sử dụng cấu trúc vốn với nợ cao giúp giảm chi phí đại diện củanợ hay khơng? Đề tài “ Tác động cấu trúc vốn lên chi phí đại diện nợ - Thực nghiệm công ty niêm yết Việt Nam”được thực tính cần thiết, phù hợp với thực tế Trước có nhiều nghiên cứu tác động cấu trúc vốn lên chi phí đại diện (Utami et al, 2011; Byrd, 2010; Mcknight and Weir, 2009; Florackis, 2008; Jong and Dijk, 2007; Fleming, 2005; Wu, 2004; Ferreira, 2004; Mao, 2003), nghiên cứu tác động nợ ngân hàng Nghiên cứu đề cập tác động kiểm soát cấu trúc sở hữu cách hợp phần quyền sở hữu vốn nhà quản trị với tập trung quản trị, tác động tập trung sở hữu lên chi phí nợ 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu vào xem xét tác động cấu trúc vốn lên chi phí đại diện nợ Mục tiêu đặt xem xét việc sử dụng cấu trúc với nợ cao làm giảm chi phí đại diện nợ hay khơng, có xét đến tác động nợ ngân hàng Và với đó, nghiên cứu xem xét tác động cấu trúc sở hữu lên chi phí đại diện (xem phần sở hữu nhà quản trị gia tăng, tập trung quản trị gia tăng có làm giảm chi phí đại diện không) 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Bài nghiên cứu hướng đến trả lời cho hai câu hỏi: 1.Việc sử dụng cấu trúc vốn với tỷ lệ nợ cao có làm giảm chi phí đại diện nợ hay khơng? Trong nợ ngân hàng cao có làm giảm chi phí đại diện khơng? LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Jensen, M.C., 1986 Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeover American Economic Review, 76, 323-329 Jensen, M.C., 1993 The modern industrial revolution, exit and failure of internal controlSystem The Journal of Finance, Vol XLVII, No 3, 831-80 Jong, A.D., R.V Dijk, 2007 Determinants of leverage and agency problems: a regression approach with survey data European Journal of Finance, 13(6), 565593 Jung, K., S Y Kwon, 2002 Ownership structure and earnings informativeness: Evidence from Korea The International Journal of Accounting, 37, 301–325 Kayakachoian, G., 2000 On agency costs and firms’ decisions Unpublished PhDdissertation, University of RhodeIsland Khan, M.K., A Kaleem, M.S Nazir, 2012 Impact of Firm Capital Structure Decisions on Debt Agency Problem: Evidence for Pakistan.Journal of Basic and Applied Scientific Research, Vol 2, No 8, pp: 7897-7905 Kole, S., 1995 Measuring managerial equity ownership: a comparison of sources of ownership data Journal of Corporate Finance, 1, 413-435 Kusnadi, Yuanto, 2003 Corporate Cash Holdings and Corporate Governance Mechanisms Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=479401 or doi:10.2139/ssrn.479401 La Porta, R., F Lopeze-de-Silanes, A Sheifer and R.W Vishny, 1997 Legal determinants ofexternal finance.Journal of Finance,52, 1131-50 La Porta, R., F Lopeze-de-Silanes, A Sheifer and R.W Vishny, 1999 Corporate ownership around the world Journal of Finance, 54, 471-517 Lasfer, M A., 2002 Board Structure and Agency Costs Working Paper, City University Business School Maloney, M.T., R.E McCormick, M.L Mitchell, 1993 Managerial decision making and capitalstructure Journal of Business, 66, 189-217 Manso, G., 2008 Investment reversibility and agency cost of debt Econometrica, 76(2), pp 437-442 Mao, C X., 2003 Interaction of debt agency problems and optimal capital structure: theory and evidence The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38(2), 399-423 McKnight, P J., C Weir, 2009 Agency costs, corporate governance mechanisms and Ownership structure in large UK publicly quoted Companies: A panel data analysis The Quarterly Review of Economics and Finance, 49, 139–158 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Morck, R., A Shleifer, R.W Vishny, 1988 Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis Journal of Financial Economics, Vol 20: 293315 Mustapha, M., A.C Ahmad, 2011 Agency theory and managerial ownership: evidence from Malaysia Managerial Auditing Journal, 26 (5), 419-436 Prowse, S D., 1990 Institutional investment patterns and corporate financial behavior in the United States and Japan Joumal of Financial Economics, 27, 43-66 Shome, D., S Singh, 1995 Firm value and external blockholdings.Financial Management, 24(4), 3-14 Utami, S R., E.L Inanga, 2011 Agency Costs of Free Cash Flow, Dividend Policy, and Leverage of Firms in Indonesia European Journal of Economics, 2(33), 15-30 Vilasuso, J., A Minkler, 2001 Agency Costs, Asset Specificity, and the Capital Structure of the Firm Journal of Economic Behavior and Organization, vol 44, no 1, pp 55–69 Williams, J., 1987 Perquisites, risk and capital structure Journal of Finance, 42, 29-49 Wu, Lingling, 2004 The Impact of Ownership Structure on Debt Financing of Japanese Firms With the Agency Cost of Free Cash Flow EFMA 2004 Basel Meetings Paper Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=488042 [Accessed 17 Oct 2013] LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com PHỤ LỤC Phụ lục 1: Khai báo panel xtset cty year panel variable: time variable: delta: cty (strongly balanced) year, 2008 to 2012 unit Phụ lục 2: Thống kê mô tả, phân tích tương quan 2.1 Thống kê mơ tả sum Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -year | 250 2010 1.417051 2008 2012 cty | 250 25.5 14.45982 50 acdi | 250 6828413 2038072 1379536 acdii | 250 144501 1475405 0001531 6434252 mng | 250 070543 1208464 594 -+ -concent | 250 5557168 1699815 0944 952 bank | 250 1247865 2160215 8921697 shdebt | 250 8212788 2386408 1072576 tdebt | 250 4970752 2421744 0401796 9244036 dr | 250 1122167 1729642 6547573 -+ -dp | 250 1.097349 7.343359 -11.11111 115.3846 prof | 250 0634603 0695193 -.1917189 375731 size | 250 26.62679 1.788696 23.22043 30.21987 q | 250 9124235 2974942 3372214 2.605061 2.2 Phân tích tương quan pwcorr acdi sig star (5) acdii mng concent bank shdebt tdebt dr dp prof size q, | acdi acdii mng concent bank shdebt tdebt -+ acdi | 1.0000 | | acdii | 0.2733* 1.0000 | 0.0000 | mng | 0.1655* -0.1421* 1.0000 | 0.0088 0.0246 | concent | -0.3422* -0.0421 0.0849 1.0000 | 0.0000 0.5076 0.1809 | bank | -0.6521* -0.1778* -0.0832 0.2564* 1.0000 | 0.0000 0.0048 0.1896 0.0000 | shdebt | 0.5947* 0.1779* 0.0958 -0.3444* -0.8539* 1.0000 | 0.0000 0.0048 0.1310 0.0000 0.0000 | tdebt | -0.0660 -0.4969* 0.1013 0.0611 0.3558* -0.4061* 1.0000 | 0.2987 0.0000 0.1099 0.3363 0.0000 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com | dr | | | dp | | | prof | | | size | | | q | | | -0.5965* -0.2186* -0.0937 0.0000 0.0005 0.1397 0.0180 0.7773 0.0507 0.4249 0.2723* 0.0000 0.3912* -0.1415* 0.0000 0.0253 -0.2509* -0.1976* 0.0001 0.0017 0.0332 0.6015 0.0692 0.2754 -0.0430 0.4981 0.1518* 0.0163 -0.0708 0.2646 0.3605* 0.0000 0.8388* -0.9630* 0.0000 0.0000 0.5227* 0.0000 0.0721 0.2560 0.2019* -0.1660* 0.0013 0.0086 0.0453 0.4760 0.0159 0.8024 -0.2089* 0.0009 0.1920* -0.4580* 0.0023 0.0000 0.4500* 0.0000 0.4786* -0.4964* 0.0000 0.0000 0.4286* 0.0000 0.0924 0.1452 0.1146 0.0705 0.1120 0.0772 -0.1486* 0.0188 | dr dp prof size q -+ dr | 1.0000 | | dp | 0.1556* 1.0000 | 0.0138 | prof | -0.2809* -0.0577 1.0000 | 0.0000 0.3637 | size | 0.5104* 0.1048 -0.0024 1.0000 | 0.0000 0.0982 0.9702 | q | 0.1132 0.0165 0.3726* 0.2841* 1.0000 | 0.0740 0.7954 0.0000 0.0000 | Phụ lục 3: Hồi quy đa biến mơ hình 3.1 Hồi quy pooled regression reg acdi mng concent bank shdebt tdebt Source | SS df MS -+ -Model | 6.33244513 10 633244513 Residual | 4.01035689 239 016779736 -+ -Total | 10.342802 249 041537358 dr dp prof size q Number of obs F( 10, 239) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 37.74 0.0000 0.6123 0.5960 12954 -acdi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | 213259 0727842 2.93 0.004 0698784 3566395 concent | -.2076183 0585044 -3.55 0.000 -.3228684 -.0923682 bank | -.5003509 0762226 -6.56 0.000 -.6505049 -.350197 shdebt | -.2020413 1509537 -1.34 0.182 -.499411 0953284 tdebt | 3313368 0527573 6.28 0.000 2274082 4352654 dr | -.5269437 2228468 -2.36 0.019 -.9659384 -.0879491 dp | 0048283 0011445 4.22 0.000 0025736 007083 prof | 8816471 158102 5.58 0.000 5701958 1.193098 size | -.0008502 0065207 -0.13 0.896 -.0136957 0119952 q | -.0154033 0324465 -0.47 0.635 -.079321 0485144 _cons | 8814214 210867 4.18 0.000 4660263 1.296817 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 3.2 Kiểm tra đa cộng tuyến loại biến vif Variable | VIF 1/VIF -+ -dr | 22.05 0.045359 shdebt | 19.26 0.051929 bank | 4.02 0.248556 tdebt | 2.42 0.412824 size | 2.02 0.495360 prof | 1.79 0.557828 concent | 1.47 0.681406 q | 1.38 0.723257 mng | 1.15 0.871051 dp | 1.05 0.953958 -+ -Mean VIF | 5.66 reg acdi mng concent bank shdebt tdebt Source | SS df MS -+ -Model | 6.23862393 693180437 Residual | 4.10417809 240 017100742 -+ -Total | 10.342802 249 041537358 dp prof size q Number of obs F( 9, 240) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 40.54 0.0000 0.6032 0.5883 13077 -acdi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | 2405366 0725484 3.32 0.001 0976237 3834495 concent | -.2409589 0573204 -4.20 0.000 -.3538743 -.1280435 bank | -.5261768 0761542 -6.91 0.000 -.6761928 -.3761608 shdebt | 1133113 0713916 1.59 0.114 -.0273228 2539454 tdebt | 2719702 0468421 5.81 0.000 179696 3642443 dp | 0049204 0011548 4.26 0.000 0026456 0071952 prof | 9261938 15847 5.84 0.000 6140242 1.238363 size | -.0003066 0065787 -0.05 0.963 -.013266 0126527 q | -.0072493 0325699 -0.22 0.824 -.0714086 0569101 _cons | 5877915 172048 3.42 0.001 2488746 9267084 - vif Variable | VIF 1/VIF -+ -shdebt | 4.23 0.236609 bank | 3.94 0.253766 size | 2.02 0.495976 tdebt | 1.87 0.533686 prof | 1.77 0.565862 concent | 1.38 0.723425 q | 1.37 0.731519 mng | 1.12 0.893496 dp | 1.05 0.955065 -+ -Mean VIF | 2.08 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com reg acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size Source | SS df MS -+ -Model | 6.30238592 700265103 Residual | 4.0404161 240 016835067 -+ -Total | 10.342802 249 041537358 q Number of obs F( 9, 240) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 41.60 0.0000 0.6093 0.5947 12975 -acdi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | 2218171 0726223 3.05 0.003 0787587 3648755 concent | -.2158541 0582757 -3.70 0.000 -.3306513 -.1010568 bank | -.4760608 0741526 -6.42 0.000 -.6221338 -.3299878 tdebt | 3070441 0496185 6.19 0.000 2093008 4047874 dr | -.2634337 1045706 -2.52 0.012 -.4694271 -.0574404 dp | 0048632 0011461 4.24 0.000 0026054 007121 prof | 9044738 1574384 5.74 0.000 5943364 1.214611 size | -.0004484 0065245 -0.07 0.945 -.0133011 0124043 q | -.0104861 032291 -0.32 0.746 -.074096 0531238 _cons | 6822632 1496568 4.56 0.000 3874547 9770717 - vif Variable | VIF 1/VIF -+ -dr | 4.84 0.206673 bank | 3.80 0.263493 tdebt | 2.14 0.468244 size | 2.01 0.496412 prof | 1.77 0.564395 concent | 1.45 0.689028 q | 1.36 0.732649 mng | 1.14 0.877826 dp | 1.05 0.954455 -+ -Mean VIF | 2.17 3.3 Hồi quy FEM xtreg acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1240 between = 0.5443 overall = 0.4732 corr(u_i, Xb) = 0.2152 F(9,191) Prob > F = = 3.00 0.0023 -acdi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | 4320306 4416323 0.98 0.329 -.4390724 1.303134 concent | -.0450341 1053417 -0.43 0.669 -.2528166 1627484 bank | -.054311 0790709 -0.69 0.493 -.2102753 1016533 tdebt | 2095574 1123628 1.87 0.064 -.012074 4311888 dr | -.4529692 1647288 -2.75 0.007 -.7778904 -.128048 dp | 0005704 0009013 0.63 0.528 -.0012074 0023482 prof | 4909294 1587494 3.09 0.002 1778023 8040565 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com size | -.0134865 0307602 -0.44 0.662 -.0741598 0471867 q | -.0353009 0339916 -1.04 0.300 -.1023481 0317463 _cons | 9903653 7911829 1.25 0.212 -.5702128 2.550943 -+ -sigma_u | 12993592 sigma_e | 08872019 rho | 68202809 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(49, 191) = 6.58 Prob > F = 0.0000 3.4 Hồi quy REM xtreg acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size q,re Random-effects GLS regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1111 between = 0.6884 overall = 0.5803 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 = = 142.02 0.0000 -acdi | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -mng | 2186712 1137925 1.92 0.055 -.004358 4417004 concent | -.1390355 0742323 -1.87 0.061 -.284528 006457 bank | -.2147474 0730837 -2.94 0.003 -.3579888 -.0715061 tdebt | 2860051 0627269 4.56 0.000 1630626 4089476 dr | -.4864981 1175808 -4.14 0.000 -.7169523 -.2560439 dp | 0018782 0009228 2.04 0.042 0000695 003687 prof | 6590514 1515205 4.35 0.000 3620766 9560262 size | -.0052945 0093273 -0.57 0.570 -.0235757 0129867 q | -.0198178 0305343 -0.65 0.516 -.0796639 0400283 _cons | 7990772 22492 3.55 0.000 358242 1.239912 -+ -sigma_u | 08009873 sigma_e | 08872019 rho | 44906355 (fraction of variance due to u_i) 3.5 So sánh Pool vàREM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects acdi[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ acdi | 0415374 2038072 e | 0078713 0887202 u | 0064158 0800987 Test: Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 79.83 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 3.6 So sánh REM FEM quietly xtreg acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe mng concent bank tdebt dr dp prof size q,re est store fix1 quietly xtreg acdi est store ran1 hausman fix1 ran1 Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fix1 ran1 Difference S.E -+ -mng | 4320306 2186712 2133594 4267205 concent | -.0450341 -.1390355 0940014 0747425 bank | -.054311 -.2147474 1604364 0301825 tdebt | 2095574 2860051 -.0764477 0932241 dr | -.4529692 -.4864981 0335289 1153703 dp | 0005704 0018782 -.0013078 prof | 4909294 6590514 -.1681219 0473591 size | -.0134865 -.0052945 -.0081921 0293119 q | -.0353009 -.0198178 -.0154831 0149361 -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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 58.69 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 3.7 Kiểm định khắc phục phương sai thay đổi xtreg acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1240 between = 0.5443 overall = 0.4732 corr(u_i, Xb) = 0.2152 F(9,191) Prob > F = = 3.00 0.0023 -acdi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | 4320306 4416323 0.98 0.329 -.4390724 1.303134 concent | -.0450341 1053417 -0.43 0.669 -.2528166 1627484 bank | -.054311 0790709 -0.69 0.493 -.2102753 1016533 tdebt | 2095574 1123628 1.87 0.064 -.012074 4311888 dr | -.4529692 1647288 -2.75 0.007 -.7778904 -.128048 dp | 0005704 0009013 0.63 0.528 -.0012074 0023482 prof | 4909294 1587494 3.09 0.002 1778023 8040565 size | -.0134865 0307602 -0.44 0.662 -.0741598 0471867 q | -.0353009 0339916 -1.04 0.300 -.1023481 0317463 _cons | 9903653 7911829 1.25 0.212 -.5702128 2.550943 -+ LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com sigma_u | 12993592 sigma_e | 08872019 rho | 68202809 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(49, 191) = 6.58 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (50) = Prob>chi2 = xtgls acdi 59075.14 0.0000 mng concent bank tdebt dr dp prof size q, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 50 10 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 = = = = = 250 50 759.52 0.0000 -acdi | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -mng | 218702 0338307 6.46 0.000 1523951 2850089 concent | -.1243809 0265224 -4.69 0.000 -.1763638 -.072398 bank | -.5383754 0697076 -7.72 0.000 -.6749998 -.4017511 tdebt | 3521186 0277417 12.69 0.000 297746 4064913 dr | -.2683908 0952227 -2.82 0.005 -.4550239 -.0817576 dp | 0027496 0025997 1.06 0.290 -.0023457 0078449 prof | 7796156 0953796 8.17 0.000 5926751 9665561 size | -.0018625 0034751 -0.54 0.592 -.0086736 0049486 q | -.0221425 0206617 -1.07 0.284 -.0626388 0183537 _cons | 6702556 0872712 7.68 0.000 4992072 841304 3.8 Kiểm định tự tương quan xtserial acdi mng concent bank tdebt dr dp prof size q Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 49) = 50.312 Prob > F = 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 4: Hồi quy đa biến mơ hình 2: 4.1 Hồi quy pooled regression reg acdii mng concent bank shdebt tdebt dr Source | SS df MS -+ -Model | 1.70167304 10 170167304 Residual | 3.71860935 239 015559035 -+ -Total | 5.42028239 249 021768202 dp prof size q Number of obs F( 10, 239) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 10.94 0.0000 0.3139 0.2852 12474 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.044724 0700868 -0.64 0.524 -.1827907 0933427 concent | -.0510791 0563362 -0.91 0.365 -.1620579 0598997 bank | -.0698379 0733977 -0.95 0.342 -.2144271 0747512 shdebt | 2746019 1453592 1.89 0.060 -.011747 5609507 tdebt | -.3088703 050802 -6.08 0.000 -.4089472 -.2087934 dr | 5356215 2145878 2.50 0.013 1128965 9583465 dp | 0017383 0011021 1.58 0.116 -.0004328 0039095 prof | 4354366 1522426 2.86 0.005 135528 7353452 size | -.002175 0062791 -0.35 0.729 -.0145444 0101944 q | 0322792 031244 1.03 0.303 -.0292696 093828 _cons | 0515782 203052 0.25 0.800 -.348422 4515783 4.2 Kiểm tra đa cộng tuyến loại biến vif Variable | VIF 1/VIF -+ -dr | 22.05 0.045359 shdebt | 19.26 0.051929 bank | 4.02 0.248556 tdebt | 2.42 0.412824 size | 2.02 0.495360 prof | 1.79 0.557828 concent | 1.47 0.681406 q | 1.38 0.723257 mng | 1.15 0.871051 dp | 1.05 0.953958 -+ -Mean VIF | 5.66 reg acdii mng concent bank shdebt tdebt Source | SS df MS -+ -Model | 1.60473629 178304032 Residual | 3.8155461 240 015898109 -+ -Total | 5.42028239 249 021768202 dp prof size q Number of obs F( 9, 240) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 11.22 0.0000 0.2961 0.2697 12609 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0724508 0699509 -1.04 0.301 -.2102468 0653452 concent | -.0171895 0552681 -0.31 0.756 -.1260621 0916831 bank | -.0435868 0734276 -0.59 0.553 -.1882316 1010581 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com shdebt | -.0459439 0688355 -0.67 0.505 -.1815428 0896549 tdebt | -.248526 045165 -5.50 0.000 -.3374964 -.1595556 dp | 0016447 0011134 1.48 0.141 -.0005486 003838 prof | 3901563 1527961 2.55 0.011 0891637 691149 size | -.0027275 0063432 -0.43 0.668 -.0152229 0097679 q | 0239909 0314038 0.76 0.446 -.0378713 0858531 _cons | 3500436 165888 2.11 0.036 0232613 6768259 - vif Variable | VIF 1/VIF -+ -shdebt | 4.23 0.236609 bank | 3.94 0.253766 size | 2.02 0.495976 tdebt | 1.87 0.533686 prof | 1.77 0.565862 concent | 1.38 0.723425 q | 1.37 0.731519 mng | 1.12 0.893496 dp | 1.05 0.955065 -+ -Mean VIF | 2.08 reg acdii mng concent bank tdebt dr Source | SS df MS -+ -Model | 1.64614601 182905113 Residual | 3.77413638 240 015725568 -+ -Total | 5.42028239 249 021768202 dp prof size q Number of obs F( 9, 240) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 250 11.63 0.0000 0.3037 0.2776 1254 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0563557 0701884 -0.80 0.423 -.1946197 0819083 concent | -.0398856 0563227 -0.71 0.480 -.1508356 0710643 bank | -.1028516 0716675 -1.44 0.153 -.2440291 038326 tdebt | -.2758532 0479556 -5.75 0.000 -.3703207 -.1813856 dr | 1774751 101066 1.76 0.080 -.0216147 3765649 dp | 0016909 0011077 1.53 0.128 -.0004912 003873 prof | 404412 152162 2.66 0.008 1046684 7041556 size | -.0027211 0063059 -0.43 0.666 -.0151431 0097008 q | 0255961 0312088 0.82 0.413 -.035882 0870742 _cons | 3222615 1446412 2.23 0.027 0373331 60719 - vif Variable | VIF 1/VIF -+ -dr | 4.84 0.206673 bank | 3.80 0.263493 tdebt | 2.14 0.468244 size | 2.01 0.496412 prof | 1.77 0.564395 concent | 1.45 0.689028 q | 1.36 0.732649 mng | 1.14 0.877826 dp | 1.05 0.954455 -+ -Mean VIF | 2.17 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 4.3 Hồi quy FEM xtreg acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0307 between = 0.0033 overall = 0.0010 corr(u_i, Xb) F(9,191) Prob > F = -0.5093 = = 0.67 0.7337 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0357195 4296692 -0.08 0.934 -.8832256 8117866 concent | -.0436411 1024881 -0.43 0.671 -.245795 1585129 bank | 0481455 076929 0.63 0.532 -.103594 1998849 tdebt | -.0795694 1093191 -0.73 0.468 -.2951972 1360583 dr | 0025758 1602665 0.02 0.987 -.3135438 3186953 dp | -.0007095 0008769 -0.81 0.419 -.0024391 0010201 prof | 1884633 1544491 1.22 0.224 -.1161816 4931083 size | 0422057 0299269 1.41 0.160 -.016824 1012354 q | -.0325652 0330708 -0.98 0.326 -.0977962 0326658 _cons | -.9007418 7697509 -1.17 0.243 -2.419046 6175626 -+ -sigma_u | 14833018 sigma_e | 08631689 rho | 74702932 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(49, 191) = 6.44 Prob > F = 0.0000 4.4 Hồi quy REM xtreg acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q, re Random-effects GLS regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0053 between = 0.3963 overall = 0.2722 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(9) Prob > chi2 = = 24.39 0.0037 -acdii | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.1103758 1179401 -0.94 0.349 -.341534 1207825 concent | -.0280584 0737306 -0.38 0.704 -.1725677 1164508 bank | 0180054 070356 0.26 0.798 -.1198899 1559006 tdebt | -.1828994 0626468 -2.92 0.004 -.3056849 -.0601139 dr | -.0050152 1156869 -0.04 0.965 -.2317574 2217271 dp | -.0002098 0008754 -0.24 0.811 -.0019255 0015059 prof | 2658669 1454558 1.83 0.068 -.0192212 550955 size | 0027931 0095451 0.29 0.770 -.015915 0215011 q | -.0164712 0293052 -0.56 0.574 -.0739084 0409659 _cons | 1811271 2316061 0.78 0.434 -.2728124 6350667 -+ -sigma_u | 08851293 sigma_e | 08631689 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com rho | 51255905 (fraction of variance due to u_i) 4.5 So sánh Pool REM xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects acdii[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ acdii | 0217682 1475405 e | 0074506 0863169 u | 0078345 0885129 Test: Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 97.55 0.0000 4.6 So sánh REM FEM quietly xtreg acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe mng concent bank tdebt dr dp prof size q, re est store fix2 quietly xtreg acdii est store ran2 hausman fix2 ran2 Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fix2 ran2 Difference S.E -+ -mng | -.0357195 -.1103758 0746563 4131655 concent | -.0436411 -.0280584 -.0155826 0711872 bank | 0481455 0180054 0301401 0311143 tdebt | -.0795694 -.1828994 10333 0895882 dr | 0025758 -.0050152 0075909 1109138 dp | -.0007095 -.0002098 -.0004997 0000519 prof | 1884633 2658669 -.0774036 0519339 size | 0422057 0027931 0394126 0283639 q | -.0325652 -.0164712 -.016094 015326 -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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 23.13 Prob>chi2 = 0.0059 (V_b-V_B is not positive definite) LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 4.7 Kiểm định tự tương quan xtreg acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0307 between = 0.0033 overall = 0.0010 corr(u_i, Xb) F(9,191) Prob > F = -0.5093 = = 0.67 0.7337 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0357195 4296692 -0.08 0.934 -.8832256 8117866 concent | -.0436411 1024881 -0.43 0.671 -.245795 1585129 bank | 0481455 076929 0.63 0.532 -.103594 1998849 tdebt | -.0795694 1093191 -0.73 0.468 -.2951972 1360583 dr | 0025758 1602665 0.02 0.987 -.3135438 3186953 dp | -.0007095 0008769 -0.81 0.419 -.0024391 0010201 prof | 1884633 1544491 1.22 0.224 -.1161816 4931083 size | 0422057 0299269 1.41 0.160 -.016824 1012354 q | -.0325652 0330708 -0.98 0.326 -.0977962 0326658 _cons | -.9007418 7697509 -1.17 0.243 -2.419046 6175626 -+ -sigma_u | 14833018 sigma_e | 08631689 rho | 74702932 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(49, 191) = 6.44 Prob > F = 0.0000 xtserial acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 49) = 11.633 Prob > F = 0.0013 4.8 Kiểm định khắc phục phương sai thay đổi xtreg acdii mng concent bank tdebt dr dp prof size q, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0307 between = 0.0033 overall = 0.0010 corr(u_i, Xb) = -0.5093 F(9,191) Prob > F = = 0.67 0.7337 -acdii | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0357195 4296692 -0.08 0.934 -.8832256 8117866 concent | -.0436411 1024881 -0.43 0.671 -.245795 1585129 bank | 0481455 076929 0.63 0.532 -.103594 1998849 tdebt | -.0795694 1093191 -0.73 0.468 -.2951972 1360583 dr | 0025758 1602665 0.02 0.987 -.3135438 3186953 dp | -.0007095 0008769 -0.81 0.419 -.0024391 0010201 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com prof | 1884633 1544491 1.22 0.224 -.1161816 4931083 size | 0422057 0299269 1.41 0.160 -.016824 1012354 q | -.0325652 0330708 -0.98 0.326 -.0977962 0326658 _cons | -.9007418 7697509 -1.17 0.243 -2.419046 6175626 -+ -sigma_u | 14833018 sigma_e | 08631689 rho | 74702932 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(49, 191) = 6.44 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (50) = Prob>chi2 = xtgls acdii 1.3e+06 0.0000 mng concent bank tdebt dr dp prof size q, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 50 10 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 = = = = = 250 50 213.98 0.0000 -acdii | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -mng | -.0474373 0427338 -1.11 0.267 -.1311941 0363194 concent | -.0235916 0299848 -0.79 0.431 -.0823607 0351774 bank | -.108404 0475149 -2.28 0.023 -.2015316 -.0152765 tdebt | -.2142707 0277101 -7.73 0.000 -.2685815 -.1599599 dr | 1436934 0711157 2.02 0.043 0043092 2830777 dp | 0006988 0013616 0.51 0.608 -.0019698 0033675 prof | 4417233 0975025 4.53 0.000 250622 6328246 size | -.0025322 0037584 -0.67 0.500 -.0098986 0048342 q | 0476523 0226826 2.10 0.036 0031952 0921094 _cons | 2370935 095226 2.49 0.013 0504539 4237331 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com ... “ Tác động cấu trúc vốn lên chi phí đại diện nợ - Thực nghiệm công ty niêm yết Việt Nam? ??được thực tính cần thiết, phù hợp với thực tế Trước có nhiều nghiên cứu tác động cấu trúc vốn lên chi phí. .. cơng ty Điều đưa cơng ty đến bờ vực phá sản Liệu có tác động từ cấu trúc vốn lên chi phí đại diện để giảm loại chi phí khơng? Việc sử dụng cấu trúc vốn với nợ cao giúp giảm chi phí đại diện củanợ... TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ PHƯƠNG DUNG TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN LÊN CHI PHÍ ĐẠI DIỆN CỦA NỢ- THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM CHUYÊN