Luận án phân tích ảnh hưởng của cấu trúc tài chính đến hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp xây dựng tại việt nam

1 LỜI MỞ ĐẦU Tính cấp thiết đề tài Trong kinh tế thị trường cạnh tranh hội nhập, doanh nghiệp (DN) muốn tồn phát triển trước hết, hoạt động kinh doanh phải mang lại hiệu Hiệu kinh doanh (HQKD) cao, DN có điều kiện mở rộng phát triển sản xuất, tạo việc làm, nâng cao đời sống người lao động, thực tốt nghĩa vụ với ngân sách nhà nước Vì vậy, HQKD DN phải xem xét cách toàn diện phải đặt mối quan hệ với hiệu chung toàn kinh tế Trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế vận hành theo chế thị trường, ngành kinh tế, ngành có thâm dụng vốn ngành xây dựng (XD), tiếp cận với nhiều nguồn vốn để mở rộng quy mô hoạt động Theo BMI ngành XD Việt Nam dự đoán có tốc độ tăng trưởng trung bình 6,9%/năm tron vịng 10 năm tới, giảm nhẹ so với trung bình 10 năm trước (7,1%/năm) vân mức cao so với trung bình giới Đây thị trường tiềm vô to lớn cho ngành xây dựng để phát triển tương lai Tuy nhiên, bên cạnh hội phát triển, doanh nghiệp xây dựng (DNXD) Việt Nam phải đối mặt với nhiều khó khăn Những ảnh hưởng xấu khủng hoảng kinh tế, biến động liên tục lãi suất lạm phát sách quản lý Nhà nước ảnh hưởng trực tiếp đến DNXD Với đặc thù riêng ngành XD sử dụng vốn nhiều, thời gian toán lâu ảnh hưởng nhiều yếu tố kế hoạch vốn chủ đầu tư, hồ sơ toán, tiến độ thi công, thiên tai thời tiết dẫn đến DNXD phải huy động vốn thêm từ bên Hơn nữa, DNXD DN tạo sở vật chất hạ tầng cho xã hội lượng tài sản DNXD lớn cần phải kiểm soát chặt chẽ Những vấn đề khiến DNXD Việt Nam ngày quan tâm đến toán quản trị DN mà trọng tâm thiết lập cấu trúc tài (CTTC) phù hợp cho DN Một CTTC phù hợp định quan trọng với DN không nhu cầu tối đa lợi ích thu từ cá nhân tổ chức liên quan tới DN hoạt động DN mà tác động định tới lực kinh doanh DN môi trường cạnh tranh Một CTTC coi tối ưu chi phí sử dụng vốn bình quân (WACC) thấp nhất, đồng thời giá trị DN đạt lớn Dưới góc độ quản trị tài chính, CTTC lựa chọn phù hợp khơng giúp cho DNXD tăng HQKD DN lên mức tối đa, hạn chế rủi ro tài mà cịn tảng vững giúp DN đương đầu với biến động từ bên Trong thời điểm lạm phát cao DN vay nhiều tiền, liệu HQKD có tăng không? Ngược lại giai đoạn lạm phát thấp, lãi suất tiền vay ngân hàng giảm mạnh, DN dễ tiếp cận với nguồn vốn vay thua lỗ Nguyên nhân dẫn đến HQKD giảm yếu tố nào? Liệu CTTC có mối quan hệ với HQKD DN hay không? Vậy việc nghiên cứu CTTC đặc biệt tác động CTTC đến hiệu kinh doanh DNXD cần thiết có tính ứng dụng cao thực tế CTTC thu hút quan tâm nghiên cứu nhà tài nhà quản lý DN giới hai nhà kinh tế học người Mỹ Modigliani Miller cho cơng bố cơng trình họ vào năm 1958 Kể từ sau nghiên cứu Modigliani Miller (1958), có nhiều tác giả thực nghiên cứu CTTC quốc gia phát triển như: Rajan Zingales (1995) (các nước G7); Bevan Danbolt (2002) (Anh); Akhtar Oliver (2009) (Nhật)… quốc gia phát triển như: Pandey (2001) (Malaysia); Buferna cộng (2005) Ngồi ra, theo tìm hiểu tác giả tác động CTTC tới HQKD DN năm gần cho kết nghiên cứu tương đối khác với không giống thời gian không gian Kiprop (2014); Farooq Masood (2016); họ cho rằng: Các DN nên dùng CTTC thiên nợ làm tăng giá trị DN Tuy nhiên, Le (2015) lại cho rằng: Nếu DN dùng CTTC thiên nợ làm giảm giá trị DN Nhưng với Karaca Savsar (2012); Rajhans (2013) lại cho rằng: Chưa có chứng khoa học cho thấy có mối quan hệ CTTC giá trị DN Tại Việt Nam, có nhiều nghiên cứu CTTC DN nhiều ngành nghề cụ thể thủy sản (Lê Phương Dung Đặng Thị Hồng Giang, 2013), ngành xây dựng (Phan Hồng Mai, 2011), (Lê Thị Nhu, 2017); ngành thực phẩm (Phan Nguyen, 2014) Đồng thời có nhiều tác giả xem xét tác động CTTC đến giá trị DN như: Trần Hùng Sơn (2008); Đoàn Vinh Thăng (2016); Võ Minh Long (2017) Với kết nghiên cứu trên, theo tác giả cần phải có nghiên cứu khoa học: Có hay khơng tác động CTTC đến HQKD DN, với mẫu toàn DNXD Việt Nam để giúp nhà quản trị DN hoạch định CTTC phù hợp với mục tiêu nâng cao HQKD DNXD Hơn nữa, vấn đề thường gặp nghiên cứu thực nghiệm tượng phương sai sai số thay đổi tượng biến nội sinh mơ hình Để giải tượng cần sử dụng biến công cụ có mối tương quan với biến độc lập bị nội sinh không tương quan với phần dư mô hình ban đầu thơng qua phương pháp moment tổng qt GMM Việc sử dụng phương pháp việc giải khuyết tật mơ hình cịn giúp nghiên cứu đưa kiến nghị phù hợp nhằm tối đa hóa HQKD DN thơng qua sách hoạch định CTTC nhân tố ảnh hưởng đến sách Bên cạnh đó, không nhiều nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy phân vị nhằm xem xét khác biệt chiều hướng tác động CTTC lên phân vị HQKD DN nói chung DNXD nói riêng Do đó, hạn chế nghiên cứu mối quan hệ CTTC HQKD Từ vấn đề nêu trên, đề tài “Phân tích ảnh hưởng cấu trúc tài đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Việt Nam” lựa chọn để thực cho nghiên cứu Mặc dù, có tương đối nhiều nghiên cứu tác động CTTC tới HQKD DN đề tài đảm bảo trùng lặp đặt mục tiêu, phạm vi phương pháp nghiên cứu so với đề tài công bố trước Trong nghiên cứu này, ngồi phương pháp hồi quy trung bình tác giả sử dụng thêm phương pháp hồi quy phân vị để phân tích tác động CTTC đến HQKD DNXD phân vị khác Ngoài ra, kết nghiên cứu thật cần thiết nhà quản trị tài việc hoạch định CTTC hợp lý, đảm bảo việc huy động sử dụng nguồn vốn có hiệu cao hơn, góp phần nâng cao HQKD DNXD Vì vậy, theo tác giả đề tài mang tính thời tính độc lập cao Mục tiêu câu hỏi\nghiên cứu luận án 2.1 Mục tiêu luận án Mục tiêu luận án hồn thiện CTTC phù hợp góp phần nâng cao HQKD DNXD Từ mục tiêu luận án, mục tiêu nghiên cứu cụ thể mặt lý thuyết thực nghiệm bao gồm: (1) Hệ thống hóa mặt lý luận CTTC HQKD DN (2) Phân tích thực trạng xu hướng biến động CTTC DNXD Việt Nam (3) Phân tích thực trạng xu hướng biến động HQKD DNXD Việt Nam (4) Xây dựng mô hình tác động CTTC đến HQKD DNXD Việt Nam (5) Đo lường mức độ tác động CTTC đến HQKD DNXD Việt Nam (6) Đề xuất số giải pháp để nâng cao HQKD DNXD Việt Nam 2.2 Câu hỏi nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đạt thông qua việc tìm kiếm câu trả lời cho câu hỏi nghiên cứu cụ thể đây: Câu hỏi nghiên cứu 1: Đặc điểm CTTC DNXD Việt Nam giai đoạn 20122017 nào? Câu hỏi nghiên cứu 2: Đặc điểm hiệu kinh doanh DNXD Việt Nam giai đoạn 2012-2017 nào? Câu hỏi nghiên cứu 3: CTTC có tác động đến HQKD DNXD Việt Nam giai đoạn 2012-2017? Câu hỏi nghiên cứu 4: Mức độ tác động CTTC đến HQKD có khác theo phân vị hiệu kinh doanh không? Câu hỏi nghiên cứu 5: Những hàm ý sách để nâng cao HQKD DNXD Việt Nam? Đối tượng phạm vi nghiên cứu 3.1 Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu luận án tác động CTTC đến HQKD DNXD Ngồi ra, cịn có biến phụ thuộc biến kiểm sốt mơ hình như: Quy mơ, tuổi, tăng trưởng, DN 3.2 Phạm vi nghiên cứu - Phạm vi nội dung: Tập trung vào cấu trúc tài hiệu kinh doanh DNXD Việt Nam - Phạm vi thời gian: Giai đoạn 2012-2017 - Phạm vi không gian: Tồn DNXD Việt Nam Đóng góp luận án So sánh với nghiên cứu trước, luận án có đóng góp định mặt lý luận thực tiễn, là: 4.1 Về mặt lý luận Thứ nhất, nghiên cứu tổng kết, phân tích đánh giá lý thuyết, kết nghiên cứu CTTC doanh nghiệp vai trò CTTC HQKD DNXD Vì vậy, kết nghiên cứu có đóng góp định vào việc hệ thống hóa phát triển lý thuyết CTTC Góp phần làm rõ khái niệm cấu trúc tài hiệu kinh doanh nhằm thống mặt lý luận, nhận thức phạm trù quen thuộc khoa học quản lý nhà quản lý doanh nghiệp Việt Nam Thứ hai, nghiên cứu góp phần phát triển phương pháp đo lường CTTC doanh nghiệp Thứ ba, nghiên cứu thể nghiệm kết hợp nghiên cứu hàn lâm nghiên cứu ứng dụng Đó xây dựng kiểm định mơ hình nghiên cứu, vấn sâu để khẳng định kết nghiên cứu Phát triển thêm bước mặt phương pháp luận công cụ nghiên cứu Luận án nghiên cứu lần nhằm cung cấp phân tích học thuật cách xây dựng CTTC, cách xác định CTTC phù hợp cho DNXD Việt Nam đánh giá ảnh hưởng tới HQKD DNXD Việt Nam qua phân vị khác HQKD Từ đây, NCS mong muốn phương pháp ứng dụng vào quản lý tài DNXD nói riêng DN Việt Nam nói chung 4.2 Về mặt thực tiễn Một là, kết nghiên cứu giúp cho nhà nghiên cứu, nhà quản trị DN có cách nhìn đầy đủ tồn diện phương thức tiếp cận đo lường CTTC DN Hai là, kết phân tích 15.288 doanh nghiệp với 91.278 quan sát nghiên cứu dùng phương pháp định lượng gồm OLS, FEM, REM GMM để thực hồi quy tác động CTTC đến HQKD DNXD Việt Nam nhằm xác định chiều hướng tác động chúng Kết cho thấy CTTC biến cấu trúc nguồn vốn (CTNV) biến cấu trúc tài sản (CTTS) có tác động tích cực đến HQKD tỷ lệ hàng tồn kho tỷ lệ khoản phải thu có tác động trái chiều tới HQKD DNXD Thông qua kiểm định có ý nghĩa thống kê, cịn cho thấy HQKD cịn chịu tác động biến quy mơ tuổi DN Ngồi ra, nghiên cứu khơng tìm thấy mối liên hệ tốc độ tăng trưởng với HQKD Ba là, không kiểm định tác động CTTC đến HQKD DNXD mức độ trung bình, nghiên cứu cịn đánh giá tác động phương pháp hồi quy phân vị thấy phân vị thấp (mức phân vị 0,1 0,25) tác động yếu tố CTTC lên HQKD tích cực phân vị cao (mức phân vị 0,75 0,9) Bốn là, kết nghiên cứu luận chắn có khoa học để củng cố thêm quan điểm HQKD mà luận án đưa sở DNXD điều chỉnh hoạt động hướng tới phát triển tốt hơn; quan quản lý nhà nước có cho sách phát triển ngành XD thời gian tới đảm bảo phát triển bền vững mà đảm bảo kích thích đóng góp ngành vào kinh tế quốc dân; nhà đầu tư có thêm chắn cho định đầu tư vào ngành XD Năm là, luận án sử dụng kết hợp nghiên cứu định lượng nghiên cứu định tính Nghiên cứu định tính vấn sâu nhà quản trị DN để đánh giá kết nghiên cứu định lượng từ đề xuất hàm ý sách liên quan đến CTTC nhằm nâng cao HQKD DNXD Do luận án nguồn tài liệu tham khảo phương pháp luận, thiết kế nghiên cứu, mơ hình nghiên cứu xử lý liệu nghiên cứu cho nhà nghiên cứu, giảng viên, học viên sinh viên lĩnh vực Cấu trúc luận án Ngoài mục lục, danh mục từ viết tắt, danh mục bảng biểu, danh mục hình vẽ, danh mục tài liệu tham khảo Phụ lục, luận án cấu trúc thành chương Cụ thể sau: Chương 1: Tổng quan tình hình nghiên cứu Chương 2: Những vấn đề lý luận cấu trúc tài hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Chương 4: Kết nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc tài đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Việt Nam Chương 5: Giải pháp khuyến nghị sách CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN TÌNH HÌNH NGHIÊN CỨU Các nghiên cứu thực nghiệm tác động CTTC đến HQKD DN thực nhà nghiên cứu nước với mẫu nghiên cứu khác cho kết khác Theo tác giả, nguyên nhân xuất phát từ đặc điểm như: ngành nghề kinh doanh, môi trường hoạt động, mức độ chấp nhận rủi ro DN Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm gần tác giả trình bày phần sau đây: 1.1 Các nghiên cứu mối quan hệ tuyến tính cấu trúc tài hiệu kinh doanh doanh nghiệp Mối quan hệ CTTC với HQKD DN vấn đề quan tâm nhà nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm giới Trong phải kể đến quan điểm đưa lý thuyết điển lý thuyết M&M, lý thuyết trật tự phân hạng, lý thuyết cấu trúc vốn (CTV)… Lý thuyết M&M Modigliani Miller (1958) giá trị thị trường DN độc lập với CTV điều kiện thị trường hoàn hảo, khơng có thuế thu nhập doanh nghiệp Với việc loại bỏ giả thiết thuế thu nhập doanh nghiệp, M&M đưa kết luận CTTC có tác động tích cực đến giá trị DN hay DN sử dụng nhiều nợ giá trị DN gia tăng gia tăng tối đa DN tài trợ 100% nợ (Modigliani Miller, 1963) Lý thuyết trật tự phân hạng (Myers Majluf, 1984) lại tác động tiêu cực CTTC với giá trị DN thông qua kết nghiên cứu DN có khả sinh lời cao sử dụng vốn vay DN có khả sinh lời thấp Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn dạng tĩnh (Myers, 1977) cho giá trị DN có sử dụng nợ giá trị DN khơng sử dụng nợ cộng với giá trị chắn thuế từ nợ trừ giá trị chi phí phá sản Vì vậy, tồn CTTC tối ưu giá khoản tiết kiệm thuế vay nợ tăng thêm vừa đủ bù cho gia giá chi phí kiệt quệ tài Như thấy rằng, CTTC yếu tố quan trọng có tác động tới HQKD DN Tuy nhiên, chiều hướng mức độ tác động yếu tố có khác DN, nhóm DN điều kiện cụ thể 1.1.1 Cấu trúc tài tác động tích cực đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp Abor (2005) sử dụng liệu tài 20 doanh nghiệp niêm yết để xem xét mối quan hệ CTTC HQKD doanh nghiệp Ghana phát thấy mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê nợ ngắn hạn tổng nợ với HQKD đo ROE lại có quan hệ ngược chiều nợ dài hạn với ROE Kết nghiên cứu cho thấy, gia tăng quy mơ nợ có liên quan đến gia tăng lợi nhuận nợ cao HQKD cao Khan (2012); Awunyo-Vitor Badu (2012) đưa kết luận tương tự Kế thừa nghiên cứu Abor (2005), Gill cộng (2011) mở rộng quy mô nghiên cứu lên 272 doanh nghiệp chia thành hai ngành sản xuất dịch vụ thời gian từ 2005-2007 sàn chứng khoán New York, Mỹ Với phương pháp OLS, loại hình DN sản xuất dịch vụ CTTC đo hệ số nợ hệ số nợ ngắn hạn có tác động tích cực đến ROE, phù hợp với nghiên cứu Abor (2005) Trong giai đoạn nghiên cứu này, kinh tế tương đối ổn định, giống giai đoạn nghiên cứu Abor (2005), giá trị trung bình ROE ngành sản xuất dịch vụ 26,5% 25,9% Điểm khác biệt nghiên cứu so với nghiên cứu Abor (2005) nợ dài hạn tác động tích cực đến ROE DN thuộc ngành sản xuất lại khơng có ý nghĩa thống kê với ngành dịch vụ Như áp dụng mơ hình nghiên cứu, phương pháp ước lượng quốc gia khác có khác chiều tác động nợ dài hạn đến ROE Ngoài ra, phân ngành nghề khác mơi trường nghiên cứu có khác biệt tác động nợ dài hạn đến ROE Ngoài việc sử dụng tiêu ROA, ROE tác giả mở rộng tiêu đo lường HQKD DN lợi nhuận sau thuế doanh thu (Return On Sales – ROS), biên lợi nhuận gộp (Gross Profit Margin – GM), giá thị trường thu nhập cổ phiếu (P/E), giá trị thị trường giá trị sổ sách (Tobin’Q), thu nhập cổ phiếu phổ thông Chẳng hạn nghiên cứu El-Sayed Ebaid (2009) nghiên cứu 64 doanh nghiệp phi tài sàn chứng khoán Ai Cập giai đoạn 1997-2005 Trong nghiên cứu tác giả xem xét tác động TD, STD, LTD đến ROA, ROE GM Với phương pháp hồi quy OLS, kết STD tác động tích cực đến ROE với mức ý nghĩa 5%, TD tác động chiều với ROE lại có ý nghĩa thống kê Kết phần với nghiên cứu Abor (2005) Gill cộng (2011) tác động hệ số nợ ngắn hạn Điểm tương đồng nghiên cứu trị số trung bình ROE tương đối cao (khoảng 21,37%) Riêng mơ hình GM tác động tới CCTC biến TD, STD LTD khơng có ý nghĩa thống kê Chowdhury Chowdhury (2010) nghiên cứu tác động CTTC lên HQKD DN niêm yết TTCK Banglades liệu bảng gồm 77 doanh nghiệp phi tài thuộc lĩnh vực khác như: dược phẩm hóa chất, nhiên liệu lượng, thực phẩm công nghệ kỹ thuật giai đoạn 1994-2003 Nhóm tác giả đưa biến phụ thuộc giá cổ phiếu đo lường cho HQKD DN Kết nghiên cứu cho thấy tỷ lệ nợ tổng TS có tác động tích cực lên HQKD DN độ tin cậy không cao Trong nghiên cứu tác giả đưa hàm ý sách nên kết hợp hoàn hảo nợ VCSH để tạo thành CTTC tối ưu để HQKD DN cao Trước khủng hoảng kinh tế năm 2007 San Heng (2011) thực nghiên cứu tập trung vào 49 doanh nghiệp xây dựng niêm yết sàn chứng khoán Malaysia từ 2005-2008 Nghiên cứu sử dụng biến giả mơ hình, phân loại theo quy mơ lớn, vừa, nhỏ Kết nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ dương nợ dài hạn với HQKD đo ROE EPS DN có quy mơ lớn vừa, tổng nợ có quan hệ âm với EPS DN có quy mô lớn nhỏ Abu-Rub (2012) nghiên cứu 28 doanh nghiệp niêm yết TTCK Palestin giai đoạn 2006-2011 cho thấy CCTC có mối quan hệ tích cực với HQKD Các kết phù hợp với lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn dạng tĩnh nghiên cứu thực nghiệm Antwi cộng (2012) Asiri Hameed (2014) nghiên cứu thực nghiệm TTCK Bahrain Bourse tỷ số tài giá trị DN Với 44 DN niêm yết ngành: Ngân hàng, đầu tư, bảo hiểm, dịch vụ, sản xuất du lịch khách sạn giai đoạn 1995-2003, tác giả sử dụng thước đo HQKD hệ số P/E tỷ số giá trị thị trường/sổ sách (M/B) Kết nghiên cứu cho thấy biến P/E khơng giải thích tốt cho mơ hình Ngồi ra, nghiên cứu cịn rõ biến tỷ suất sinh lời tổng tài sản (ROA), đòn bẩy tài biến có tác động tích cực đến HQKD với biến đại diện M/B Hoque cộng (2014) nghiên cứu mối quan hệ sách CTTC đến giá trị DN DN sản xuất niêm yết sàn chứng khoán Dhaka giai đoạn 2008-2012 Nghiên cứu biến độc lập CTTC (được đo nợ VCSH nợ tổng tài sản), tỷ trọng TSCĐ hữu hình tổng tài sản, hệ số tốn lãi vay, địn bẩy tài ảnh hưởng đến HQKD DN đến mức 79,1% Nghiên cứu ngành xi măng với liệu gồm 19 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Karachi giai đoạn 2008-2012; Farooq Masood (2016) sử dụng biến Tobin’Q để làm biến đại diện cho HQKD DN, tỷ số nợ/ VCSH làm biến đại diện cho CTTC Bằng phương pháp FEM, kết nghiên cứu rằng: CTTC tác động tích cực lên HQKD DN có ý nghĩa thống kê cao (1%) Kết trùng với kết luận D K Ater (2017) nghiên cứu DN niêm yết phi tài 10 TTCK Nairobi – Kenya Ngoài ra, D K Ater (2017) cho biết nợ dài hạn VCSH có ảnh hưởng tích cực đến HQKD Bên cạnh đó, nghiên cứu cịn khuyến khích DN nên ln so sánh lợi ích biên việc sử dụng nợ dài hạn với chi phí biên khoản nợ dài hạn trước sử dụng nguồn tài trợ cho hoạt động DN Tại Việt Nam, năm gầnđây, có số tác giả ủng hộ quan điểm cho CTTC tác động đến HQKD DN Trần Hùng Sơn (2008) Tác giả nghiên cứu mối quan hệ với mẫu gồm 50 doanh nghiệp phi tài niêm yết Sàn chứng khoán HOSE Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình OLS để nghiên cứu mối quan hệ CTTC HQKD với biến HQKD đo ROA, ROE CTTC đo tỷ số nợ ngắn hạn tổng tài sản (TS), tỷ số nợ dài hạn tổng TS, tỷ số nợ VCSH Kết cho thấy có mối quan hệ chiều tỷ số nợ ROA, ROE Ngoài ra, tốc độ tăng tưởng quy mô lại ý nghĩa thống kê Với cách tiếp cận CTTC quan điểm CTNV CTTS hầu hết nghiên cứu CTTS tính tài sản cố định/tổng tài sản có tác động ngược chiều với ROA Tuy nhiên, với nghiên cứu sàn chứng khốn Bombay, liệu phân tích bao gồm 78 doanh nghiệp phi tài chính, Robert M Hull Varun Dawar (2014) lại CTTC tác động tích cực có ý nghĩa thống kê với ROA, ROE 1.1.2 Cấu trúc tài tác động tiêu cực đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp Nghiên cứu Zeitun Gang Tian (2007) cho thấy CTTC có tác động tới HQKD DN đo lường theo kế toán theo số thị trường Tác giả khẳng định, mối quan hệ ngược chiều CTTC với hiệu kinh doanh DN chắn có ý nghĩa thống kê cao Tuy nhiên, nghiên cứu tỷ suất nợ ngắn hạn tổng tài sản có quan hệ chiều với HQKD DN, kết dường ủng hộ quan điểm Myers (1977) cho rằng, DN vay vốn ngắn hạn cao có nghĩa hoạt động tốt tăng trưởng tốt Cũng sử dụng mơ hình nghiên cứu Abor (2005) để đánh giá tác động CTTC đến ROE, tác giả Shubita Alsawalhah (2012) nghiên cứu 39 DN ngành công nghiệp sàn chứng khoán Jordan năm từ 2004 đến 2009, tác giả lại phát kết ngược với Abor (2005); Gill cộng (2011) số đo lường CTTC có quan hệ ngược chiều với ROE Nguyên nhân thời điểm nghiên cứu giai đoạn suy thoái kinh tế Jordan, giá trị trung bình 159 Phụ lục Các câu hỏi vấn sâu Anh (chị) vui lịng cho biết thơng tin cá nhân tên, vị trí cơng tác anh (chị) doanh nghiệp Theo anh (chị) cấu trúc tài doanh nghiệp xây dựng bao gồm thành phần nào? Theo anh (chị) vai trò cấu trúc tài hiệu kinh doanh doanh nghiệp gì? Anh (chị) vui lịng cho biết q trình thu hồi nợ doanh nghiệp anh (chị) diễn nào? Anh (chị) vui lòng cho biết lý giá trị sản phẩm dở dang doanh nghiệp anh (chị) lại cao (hoặc thấp) nay? Theo anh (chị) làm cách để giảm giá trị hàng tồn kho giá trị khoản phải thu doanh nghiệp anh (chị)? Doanh nghiệp anh (chị) có sử dụng nợ q trình sản xuất kinh doanh khơng? Anh (chị) vui lịng cho biết mục đích sử dụng nợ doanh nghiệp mình? Anh (chị) vui lịng cho biết ngun nhân mà doanh nghiệp anh (chị) sử dụng nợ cao (hoặc thấp)? 10 Theo anh (chị) việc sử dụng nợ giới hạn cho phép hậu xảy ra? 11 Dựa vào kết nghiên cứu định lượng NCS, anh (chị) vui lòng cho biết quan điểm CTTC mà luận án đề cập 160 Phụ lục Số lượng cấu doanh nghiệp xây dựng giai đoạn 2012-2017 Số lượng doanh nghiệp xây dựng theo năm Số lượng doanh nghiệp xây dựng theo quy mô doanh nghiệp Số lượng doanh nghiệp xây dựng theo loại hình doanh nghiệp 161 Phụ lục Kết hồi quy với biến phụ thuộc ROA Kết hồi quy so sánh phương pháp OLS FEM xtreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0125 between = 0.6153 overall = 0.0106 corr(u_i, X) ROA Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 2354515 1749052 -.2274219 -.0218754 0023291 3.56e-06 0004167 -.0206081 sigma_u sigma_e rho 3658463 = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 897.55 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) Std Err .0474401 0419354 0248005 0065489 0011004 0000354 0002512 0148845 z 4.96 4.17 -9.17 -3.34 2.12 0.10 1.66 -1.38 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.001 0.034 0.920 0.097 0.166 83,472 [95% Conf Interval] 1424705 0927134 -.2760299 -.0347109 0001723 -.0000659 -.0000757 -.0497812 3284324 257097 -.1788139 -.0090398 0044858 000073 0009091 0085651 (fraction of variance due to u_i) xtreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0126 between = 0.5452 overall = 0.0105 corr(u_i, Xb) = = 83,472 = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 152.18 0.0000 F(7,83459) Prob > F = -0.3322 ROA Coef Std Err t CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 3418005 1746634 -.3033133 -.0378838 0021974 4.01e-06 0002269 -.0037074 0603974 0418945 031605 0067209 0011075 0000354 0002574 0149882 sigma_u sigma_e rho 02021045 3658463 0030425 (fraction of variance due to u_i) 5.66 4.17 -9.60 -5.64 1.98 0.11 0.88 -0.25 F test that all u_i=0: F(5, 83459) = 35.78 P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.047 0.910 0.378 0.805 [95% Conf Interval] 223422 0925505 -.3652589 -.0510568 0000267 -.0000654 -.0002777 -.0330841 460179 2567763 -.2413677 -.0247108 004368 0000734 0007315 0256694 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob>F=0.0000 chọn phương pháp FEM 162 Kết hồi quy so sánh phương pháp FEM REM xtreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0126 between = 0.5452 overall = 0.0105 corr(u_i, Xb) = = 83,472 = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 152.18 0.0000 F(7,83459) Prob > F = -0.3322 ROA Coef Std Err t CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 3418005 1746634 -.3033133 -.0378838 0021974 4.01e-06 0002269 -.0037074 0603974 0418945 031605 0067209 0011075 0000354 0002574 0149882 sigma_u sigma_e rho 02021045 3658463 0030425 (fraction of variance due to u_i) 5.66 4.17 -9.60 -5.64 1.98 0.11 0.88 -0.25 P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.047 0.910 0.378 0.805 [95% Conf Interval] 223422 0925505 -.3652589 -.0510568 0000267 -.0000654 -.0002777 -.0330841 F test that all u_i=0: F(5, 83459) = 35.78 460179 2567763 -.2413677 -.0247108 004368 0000734 0007315 0256694 Prob > F = 0.0000 est store fe xtreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0125 between = 0.6153 overall = 0.0106 corr(u_i, X) ROA Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 2354515 1749052 -.2274219 -.0218754 0023291 3.56e-06 0004167 -.0206081 est store re = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 897.55 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) Std Err .0474401 0419354 0248005 0065489 0011004 0000354 0002512 0148845 z 4.96 4.17 -9.17 -3.34 2.12 0.10 1.66 -1.38 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.001 0.034 0.920 0.097 0.166 83,472 [95% Conf Interval] 1424705 0927134 -.2760299 -.0347109 0001723 -.0000659 -.0000757 -.0497812 3284324 257097 -.1788139 -.0090398 0044858 000073 0009091 0085651 163 hausman fe re Note: the rank of the differenced variance matrix (6) does not equal the number of coefficients being tested (7); 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) fe re CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE 3418005 1746634 -.3033133 -.0378838 0021974 4.01e-06 0002269 2354515 1749052 -.2274219 -.0218754 0023291 3.56e-06 0004167 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E .106349 -.0002418 -.0758914 -.0160084 -.0001317 4.45e-07 -.0001898 0373802 0195912 0015111 0001251 0000562 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(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 181.84 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết luận: Prob>Chi2=0.0000 chọn phương pháp FEM Kiểm định tượng nội sinh quietly ivregress gmm ROA (CTNV = CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE) estat endog // Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(1) = 474.83 (p = 0.0000) Kết luận: Prob>Chi2=0.0000 Có tượng nội sinh 164 Khắc phục khuyết tật mơ hình với hồi quy GMM xtabond2 ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,gmm(CTNV,lag( 2)) iv(CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE) Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: idd Time variable : year Number of instruments = 18 Wald chi2(7) = 30909.16 Prob > chi2 = 0.000 ROA Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 0796962 0798376 -.1312754 -.0103019 0013999 -3.79e-06 0003623 0034406 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0103227 0064026 0053411 0010276 0001727 5.62e-06 0000352 0022957 z 7.72 12.47 -24.58 -10.02 8.11 -0.67 10.28 1.50 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.500 0.000 0.134 = = = = = 83472 29577 2.82 [95% Conf Interval] 0594641 0672889 -.1417439 -.0123161 0010614 -.0000148 0002932 -.0010588 0999282 0923864 -.120807 -.0082878 0017383 7.22e-06 0004313 00794 Instruments for first differences equation Standard D.(CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).CTNV Instruments for levels equation Standard CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.CTNV Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -90.70 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.74 Pr > z = 0.460 Sargan test of overid restrictions: chi2(10) =6176.45 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(6) =4289.80 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) =1886.65 Prob > iv(CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE) Sargan test excluding group: chi2(4) = 550.96 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) =5625.49 Prob > chi2 = 0.000 chi2 = 0.000 chi2 = 0.000 chi2 = 0.000 165 Phụ lục Kết hồi quy với biến phụ thuộc ROE Kết hồi quy so sánh phương pháp OLS FEM xtreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0060 between = 0.5103 overall = 0.0051 corr(u_i, X) = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 427.58 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) ROE Coef Std Err z CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 4430811 4486847 -.566994 -.1266458 0168679 0000298 0008586 -.09781 2151794 190211 1124902 0297044 0049912 0001608 0011396 0675135 sigma_u sigma_e rho 1.6603164 (fraction of variance due to u_i) 2.06 2.36 -5.04 -4.26 3.38 0.19 0.75 -1.45 P>|z| 0.039 0.018 0.000 0.000 0.001 0.853 0.451 0.147 83,472 [95% Conf Interval] 0213372 075878 -.7874708 -.1848654 0070852 -.0002853 -.0013749 -.230134 8648251 8214914 -.3465173 -.0684263 0266505 0003449 0030921 0345141 xtreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0060 between = 0.5363 overall = 0.0050 = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 72.52 0.0000 F(7,83459) Prob > F corr(u_i, Xb) = -0.3250 ROE Coef Std Err t CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 7171399 4485513 -.7758265 -.1807865 0160192 00003 000307 -.0381207 2741009 1901294 1434326 0305016 0050261 0001607 0011683 0680208 sigma_u sigma_e rho 0638459 1.6603164 00147653 (fraction of variance due to u_i) 2.62 2.36 -5.41 -5.93 3.19 0.19 0.26 -0.56 F test that all u_i=0: F(5, 83459) = 17.52 P>|t| 0.009 0.018 0.000 0.000 0.001 0.852 0.793 0.575 83,472 [95% Conf Interval] 1799042 0758992 -1.056953 -.2405694 006168 -.000285 -.0019829 -.1714409 1.254376 8212035 -.4946996 -.1210037 0258703 000345 0025969 0951995 Prob > F = 0.0000 Kết luận: Prob>F=0.0000 chọn phương pháp FEM 166 Kết hồi quy so sánh phương pháp REM FEM xtreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0060 between = 0.5363 overall = 0.0050 = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 72.52 0.0000 F(7,83459) Prob > F corr(u_i, Xb) = -0.3250 ROE Coef Std Err t CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 7171399 4485513 -.7758265 -.1807865 0160192 00003 000307 -.0381207 2741009 1901294 1434326 0305016 0050261 0001607 0011683 0680208 sigma_u sigma_e rho 0638459 1.6603164 00147653 (fraction of variance due to u_i) 2.62 2.36 -5.41 -5.93 3.19 0.19 0.26 -0.56 P>|t| 0.009 0.018 0.000 0.000 0.001 0.852 0.793 0.575 83,472 [95% Conf Interval] 1799042 0758992 -1.056953 -.2405694 006168 -.000285 -.0019829 -.1714409 F test that all u_i=0: F(5, 83459) = 17.52 1.254376 8212035 -.4946996 -.1210037 0258703 000345 0025969 0951995 Prob > F = 0.0000 est store fe xtreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE,re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs = Number of groups = R-sq: Obs per group: within = 0.0060 between = 0.5103 overall = 0.0051 corr(u_i, X) ROE Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 4430811 4486847 -.566994 -.1266458 0168679 0000298 0008586 -.09781 2151794 190211 1124902 0297044 0049912 0001608 0011396 0675135 sigma_u sigma_e rho 1.6603164 (fraction of variance due to u_i) est store f=re = avg = max = 12,982 13,912.0 14,505 = = 427.58 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) Std Err z 2.06 2.36 -5.04 -4.26 3.38 0.19 0.75 -1.45 P>|z| 0.039 0.018 0.000 0.000 0.001 0.853 0.451 0.147 83,472 [95% Conf Interval] 0213372 075878 -.7874708 -.1848654 0070852 -.0002853 -.0013749 -.230134 8648251 8214914 -.3465173 -.0684263 0266505 0003449 0030921 0345141 167 hausman fe re Note: the rank of the differenced variance matrix (6) does not equal the number of coefficients being tested (7); 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) fe re CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE 7171399 4485513 -.7758265 -.1807865 0160192 00003 000307 4430811 4486847 -.566994 -.1266458 0168679 0000298 0008586 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E .2740588 -.0001333 -.2088325 -.0541407 -.0008487 1.86e-07 -.0005516 1697914 0889881 0069278 0005911 0002577 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(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 88.14 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết luận: Prob>Chi2=0.0000 chọn phương pháp FEM Kiểm định tượng nội sinh quietly ivregress gmm ROE (CTNV = CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE) estat endog // Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(1) = 99.4813 (p = 0.225) Kết luận: Prob>Chi2=0.225>0.05 => Khơng có tượng nội sinh 168 Phụ lục Kết hồi quy phân vị với biến phụ thuộc ROA Phân vị 0,1 qreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.1) Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 675.1366 (about -.0148751) Min sum of deviations 441.2826 Pseudo R2 = ROA Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons 2968543 0025307 -.2147443 0135883 -.0000225 -.0000102 0000244 -.007325 Std Err .0050941 004503 002663 0007032 0001182 3.81e-06 000027 0015983 t 58.27 0.56 -80.64 19.32 -0.19 -2.68 0.91 -4.58 P>|t| 0.000 0.574 0.000 0.000 0.849 0.007 0.365 0.000 83,472 0.3464 [95% Conf Interval] 2868699 -.0062951 -.2199638 01221 -.0002541 -.0000177 -.0000284 -.0104576 3068386 0113565 -.2095247 0149666 0002091 -2.76e-06 0000773 -.0041924 Phân vị 0,25 qreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.25) 25 Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 806.5803 (about -.0006115) Min sum of deviations 603.1937 Pseudo R2 = ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err .0409424 0047192 -.0612119 0115272 0003124 -6.31e-07 -.0000969 0024129 t 83,472 0.2522 P>|t| [95% Conf Interval] 0027906 14.67 0.000 0024668 1.91 0.056 0014589 -41.96 0.000 0003852 29.92 0.000 0000647 4.83 0.000 2.09e-06 -0.30 0.762 0000148 -6.56 0.000 0008756 2.76 0.006 0354728 046412 -.0001157 0095542 -.0640713 -.0583526 0107722 0122823 0001855 0004393 -4.72e-06 3.46e-06 -.0001259 -.0000679 0006968 004129 169 Phân vị 0,5 qreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.5) Median regression Number of obs = Raw sum of deviations 890.929 (about 0029103) Min sum of deviations 655.9202 Pseudo R2 = ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err -.0316067 0012473 -.0215487 0079963 0002774 1.43e-06 0000274 0118237 t 83,472 0.2638 P>|t| [95% Conf Interval] 0010483 -30.15 0.000 0009267 1.35 0.178 000548 -39.32 0.000 0001447 55.25 0.000 0000243 11.41 0.000 7.83e-07 1.83 0.067 5.55e-06 4.93 0.000 0003289 35.95 0.000 -.0336614 -.0295519 -.000569 0030636 -.0226228 -.0204745 0077127 00828 0002298 0003251 -1.00e-07 2.97e-06 0000165 0000383 011179 0124684 Phân vị 0,75 qreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.75) 75 Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 847.6892 (about 01334005) Min sum of deviations 601.7881 Pseudo R2 = ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err -.0329007 0013945 -.0283383 0064565 0003965 5.35e-07 0002815 0177942 t 83,472 0.2901 P>|t| [95% Conf Interval] 0025997 -12.66 0.000 0022981 0.61 0.544 0013591 -20.85 0.000 0003589 17.99 0.000 0000603 6.58 0.000 1.94e-06 0.28 0.783 0000138 20.45 0.000 0008157 21.82 0.000 -.0379961 -.0278052 -.0031097 0058987 -.031002 -.0256745 0057531 0071599 0002783 0005147 -3.27e-06 4.34e-06 0002546 0003085 0161955 0193929 170 Phân vị 0,9 qreg ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.9) Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 634.9056 (about 0354827) Min sum of deviations 452.3781 Pseudo R2 = ROA CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err -.1326371 -.0009278 0009532 0043351 0001708 -1.46e-06 0003391 0457563 t 83,472 0.2875 P>|t| [95% Conf Interval] 0085018 -15.60 0.000 0075153 -0.12 0.902 0044445 0.21 0.830 0011736 3.69 0.000 0001972 0.87 0.386 6.35e-06 -0.23 0.818 000045 7.53 0.000 0026675 17.15 0.000 -.1493007 -.1159736 -.0156578 0138022 -.007758 0096645 0020348 0066354 -.0002157 0005573 -.0000139 000011 0002508 0004273 040528 0509845 171 Phụ lục Kết hồi quy phân vị với biến phụ thuộc ROE Phân vị 0,1 qreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.1) Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 2523.286 (about -.0331219) Min sum of deviations 2006.196 Pseudo R2 = ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err .6818017 0060444 -.4972799 0364687 000133 -9.14e-06 0000108 -.0199694 t 83,472 0.2049 P>|t| [95% Conf Interval] 01495 45.61 0.000 0132153 0.46 0.647 0078155 -63.63 0.000 0020638 17.67 0.000 0003468 0.38 0.701 0000112 -0.82 0.413 0000792 0.14 0.891 0046906 -4.26 0.000 6524998 7111036 -.0198574 0319462 -.5125981 -.4819616 0324238 0405137 -.0005467 0008127 -.000031 0000128 -.0001444 000166 -.029163 -.0107759 Phân vị 0,25 qreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.25) 25 Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 2734.691 (about -.00106445) Min sum of deviations 2300.489 Pseudo R2 = ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err .114077 0121133 -.1423435 0364613 0005789 -1.80e-06 -.0002469 -.0012005 t 83,472 0.1588 P>|t| [95% Conf Interval] 0066677 17.11 0.000 005894 2.06 0.040 0034857 -40.84 0.000 0009204 39.61 0.000 0001547 3.74 0.000 4.98e-06 -0.36 0.718 0000353 -6.99 0.000 002092 -0.57 0.566 1010083 1271456 000561 0236655 -.1491755 -.1355116 0346572 0382653 0002758 000882 -.0000116 7.96e-06 -.0003161 -.0001777 -.0053009 0028998 172 Phân vị 0,5 qreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.5) Median regression Number of obs = Raw sum of deviations 2791.701 (about 00709805) Min sum of deviations 2291.309 Pseudo R2 = ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err -.0394251 0047694 -.0605862 0254316 0004382 1.71e-06 0000758 0221644 t 83,472 0.1792 P>|t| [95% Conf Interval] 0025192 -15.65 0.000 0022269 2.14 0.032 001317 -46.00 0.000 0003478 73.13 0.000 0000584 7.50 0.000 1.88e-06 0.91 0.363 0000133 5.68 0.000 0007904 28.04 0.000 -.0443628 -.0344874 0004046 0091341 -.0631675 -.0580049 02475 0261133 0003237 0005527 -1.98e-06 5.40e-06 0000496 0001019 0206152 0237136 Phân vị 0,75 qreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.75) 75 Quantile regression Number of obs = Raw sum of deviations 2543.069 (about 03194185) Min sum of deviations 2016.548 Pseudo R2 = ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons Coef Std Err -.0675243 0022589 -.065526 0216602 0002687 -1.46e-06 0006655 0439808 t 83,472 0.2070 P>|t| [95% Conf Interval] 0066449 -10.16 0.000 0058738 0.38 0.701 0034738 -18.86 0.000 0009173 23.61 0.000 0001541 1.74 0.081 4.96e-06 -0.29 0.769 0000352 18.91 0.000 0020849 21.10 0.000 -.0805482 -.0545004 -.0092538 0137715 -.0723345 -.0587174 0198623 0234581 -.0000334 0005708 -.0000112 8.27e-06 0005965 0007345 0398945 0480671 173 Phân vị 0,9 qreg ROE CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE, quantile (0.9) Quantile regression Raw sum of deviations 1948.148 (about 0844929) Min sum of deviations 1560.893 ROE Coef CTNV CCTS CCPT CCTK SIZE GRO AGE _cons -.32705 008988 0297357 0308167 -.0002984 -.0000108 0010573 0919396 Std Err .0183766 0162442 0096068 0025368 0004263 0000137 0000973 0057657 t -17.80 0.55 3.10 12.15 -0.70 -0.78 10.86 15.95 Number of obs = 83,472 Pseudo R2 0.1988 P>|t| 0.000 0.580 0.002 0.000 0.484 0.433 0.000 0.000 = [95% Conf Interval] -.3630679 -.0228506 0109065 0258446 -.0011339 -.0000377 0008665 0806388 -.291032 0408266 048565 0357888 000537 0000161 001248 1032404 ... lý luận cấu trúc tài hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Chương 4: Kết nghiên cứu ảnh hưởng cấu trúc tài đến hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Việt Nam. .. DN phân vị khác HQKD chưa áp dụng nhiều nghiên cứu Với khoảng trống nghiên cứu phân tích trên, đề tài nghiên cứu ? ?Phân tích ảnh hưởng cấu trúc tài đến hiệu tài doanh nghiệp xây dựng Việt Nam? ??... Các tiêu đo lường hiệu kinh doanh doanh nghiệp xây dựng Đánh giá HQKD doanh nghiệp chia làm hai nhóm hiệu tuyệt đối hiệu tương đối: * Các tiêu phản ánh hiệu tuyệt đối (hiệu kinh doanh = kết kinh