(Luận văn) ảnh hưởng của rủi ro đạo đức của cổ đông kiểm soát đến hạn chế tài chính và chi phí sử dụng vốn cổ phần của các doanh nghiệp tại thị trường việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep w n lo Nguyễn Thị Thanh Tuyền ad ju y th yi pl n ua al va n ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO ĐẠO ĐỨC CỦA CỔ ĐƠNG KIỂM SỐT ĐẾN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ CHI PHÍ SỬ DỤNG VỐN CỔ PHẦN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TẠI THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH hi ep Nguyễn Thị Thanh Tuyền w n lo ad ju y th yi ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO ĐẠO ĐỨC CỦA CỔ ĐƠNG KIỂM SỐT ĐẾN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ CHI PHÍ SỬ DỤNG VỐN CỔ PHẦN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TẠI THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM pl n ua al n va ll fu oi m at nh Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z Mã số: 8340201 z ht vb jm k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm a Lu n NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va PGS.TS Trần Thị Thùy Linh y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep w n Tôi xin cam đoan luận văn “Ảnh hưởng rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm lo ad sốt đến hạn chế tài chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp thị ju y th trường Việt Nam” thực nghiên cứu hướng dẫn khoa học yi PGS.TS Trần Thị Thùy Linh pl ua al Nội dung luận văn chưa công bố công trình nghiên cứu n Các liệu thu thập, cách xử lý kết nghiên cứu luận văn hoàn va n toàn trung thực Các tài liệu tham khảo trích có ghi rõ nguồn gốc ll fu oi học luận văn m Tôi hồn tồn chịu trách nghiệm tính pháp lý trình nghiên cứu khoa at nh z z vb tháng năm 2018 jm ht TP Hồ Chí Minh, k Người thực luận văn om l.c gm an Lu n va ey t re Nguyễn Thị Thanh Tuyền MỤC LỤC t to ng hi ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT y th DANH MỤC CÁC BẢNG ju yi TÓM TẮT pl CHƯƠNG GIỚI THIỆU al Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu n ua 1.1 n va Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể ll fu 1.2.1 oi m Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa đề tài nghiên cứu 1.6 Bố cục đề tài at nh 1.3 z z ht vb k jm CHƯƠNG KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY gm Khung lý thuyết l.c 2.1 Lý thuyết vấn đề đại diện 2.1.2 Các vấn đề hạn chế tài rủi ro đạo đức 10 Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm trước 12 Mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt hạn chế tài 12 n va 2.2.2 Mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp 15 CHƯƠNG DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 22 ey t re 2.2.1 an Lu 2.2 om 2.1.1 t to 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 22 3.2 Mơ tả biến, mơ hình nghiên cứu kì vọng mối tương quan 24 ng hi ep Mô tả biến 24 3.2.2 Mơ hình nghiên cứu 32 3.2.3 Kì vọng mối tương quan 34 3.2.1 w Phương pháp nghiên cứu 37 n 3.3 lo ad 3.3.1 Thống kê mô tả 38 Phân tích tương quan 38 ju y th 3.3.2 yi 3.3.3 Phương pháp ước lượng mơ hình kiểm định 38 pl CHƯƠNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM 42 ua al Thống kê mô tả 42 4.2 Phân tích tương quan 45 Phân tích kết hồi quy 47 n 4.1 n va ll fu m Kết kiểm đinh mối quan hệ rủi ro đạo đức hạn chế tài 48 oi 4.3.1 at nh 4.3.2 Kết kiểm đinh mối quan hệ rủi ro đạo đức chi phí sử dụng vốn cổ phần 56 z KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 65 z vb CHƯƠNG Kết luận 65 5.2 Đóng góp đề tài 66 5.2 Hạn chế đề tài 66 5.3 Hướng nghiên cứu tương lai 67 k jm ht 5.1 om an Lu PHỤ LỤC l.c gm TÀI LIỆU THAM KHẢO n va ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng HNX: Hanoi Stock Exchange - Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội hi ep HOSE: Ho Chi Minh City Stock Exchange - Sàn giao dịch chứng khoán Tp.HCM w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC CÁC BẢNG t to ng hi ep Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu trước 19 Bảng 3.1 Tổng hợp số lượng doanh nghiệp quan sát theo ngành 23 Tổng hợp biến mô hình 29 w Bảng 3.2 n lo ad Bảng 3 y th Kết thống kê biến sử dụng mơ hình 44 ju Bảng 4.1 Bảng kì vọng kết hồi qui 36 yi Ma trận hệ số tương quan biến sử dụng mơ hình 46 Bảng 4.3 Bảng kết kiểm định VIF 47 pl Bảng 4.2 n ua al va n Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 47 ll fu Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman – Test, kiểm định phương sai m Bảng 4.4 oi thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ hồi qui mơ hình 49 nh Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến việc nắm at Bảng 4.5 z z giữ tiền mặt 51 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai ht vb Bảng 4.6 jm thay đổi kiểm định tự tương quan bậc sau thêm yếu tố địn bẩy vào mơ hình 53 Bảng 4.7 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến việc nắm k (1) l.c gm om giữ tiền mặt sau thêm yếu tố đòn bẩy vào mơ hình (1) 55 Phân tích đơn biến biến chi phí sử dụng vốn theo nhóm nghiên cứu 56 Bảng 4.9 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai an Lu Bảng 4.8 n va thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ mơ hình (2) 57 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng rủi ro đạo đức đếnchi phí sử dụng vốn cổ phần 58 ey t re Bảng 4.10 Bảng 4.11 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai t to thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ mơ hình (2) sau tiến hành sai phân biến 61 ng hi ep Bảng 4.12 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng rủi ro đạo đức đếnchi phí sử dụng vốn cổ phần sau tiến hành sai phân biến 62 w n Tổng hợp kết nghiên cứu 67 lo Bảng 5.1 ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TĨM TẮT t to ng Với mục đích nghiên cứu nhằm kiểm tra mối quan hệ rủi ro đạo đức hi ep cổ đông kiểm sốt đến hạn chế tài chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp Việt Nam Bài nghiên cứu tiến hành thu thập liệu 188 w doanh nghiệp phi tài có thời gian niêm yết trước năm 2011 hai sàn chứng n lo khoán HOSE HNX từ năm 2011 đến 2017 Tác giả thu thập tổng cộng ad y th 1316 quan sát doanh nghiệp - năm Bằng cách hồi qui mơ hình tuyến tính theo ju ba phương pháp OLS (mơ hình hồi qui cổ điển), FEM, REM để lựa chọn phương yi pháp tối ưu sau đó, tiếp tục dùng phương pháp FGLS để khắc phục nhược điểm pl ua al mơ hình Để tiến hành điều này, tác giả chia nhỏ mức độ rủi ro đạo đức thành n hai nhóm nhỏ dựa vào so sánh mức chênh quyền kiểm sốt quyền n va dịng tiềnso với trung vị mẫu, tiến hành bước hồi qui mẫu liệu tổng ll fu thể với hai nhóm liệu phân chia Bài nghiên cứu cho kết oi m rằng: doanh nghiệp có chênh lệch quyền kiểm sốt với quyền dịng nh tiền lớn có mức nhạy cảm việc nắm giữ tiền mặt với dòng tiền lớn at hay nói cách khác: có mối tương quan dương rủi ro đạo đức cổ đơng z z kiểm sốt đến hạn chế tài doanh nghiệp Ngồi kết cịn cho thấy vb jm ht rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt chi phí sử dụng vốn có mối tương quan dương ý nghĩa Trong doanh nghiệp có mức rủi ro đạo đức cổ k om l.c gm đơng kiểm sốt lớn, đối mặt với mức chi phí sử dụng vốn cổ phần cao dòng tiền (quyền sở hữu), quyền kiểm sốt, cổ đơng kiểm sốt an Lu Keywords: Rủi ro đạo đức, hạn chế tài chính, chi phí sử dụng vốn cổ phần, quyền n va ey t re CHƯƠNG GIỚI THIỆU t to ng 1.1 Lý chọn đề tài hi ep Ngày với phát triển kinh tế thị trường, hình thức sở hữu w doanh nghiệp ngày đa dạng phong phú, từ hình thức sở hữu riêng lẽ đến n sở hữu phân tán Nền kinh tế Việt Nam kinh tế trẻ lo ad đà phát triển nên thu hút số lượng lớn tập đoàn nhà đầu tư y th nhỏ, lẻ ngồi nước Do hình thức sở hữu doanh nghiệp ju yi tập đoàn thị trường Việt Nam đa dạng phong phú Đi với hình pl thức sở hữu cách thức vận hành quản lý doanh nghiệp để đạt al n ua hiệu hoạt động tối ưu Vì quyền kiểm sốt, quản lý doanh nghiệp n va khơng trực tiếp tương ứng theo với quyền dòng tiền fu ll Theo nhiều nghiên cứu trước ví dụ Barclay Holderness(1989), m oi Zingales (1994) có hai hình thức sở hữu hình thức sở hữu tập trung hình at nh thức sở hữu phân tán, khác biệt khác quyền dòng z tiền (quyền sở hữu) quyền quản lý thành viên doanh nghiệp Sự z khác quyền dòng tiền quyền quản lý dẫn đến khác lợi vb jm ht ích thành viên từ phát sinh vấn đề rủi ro đạo đức Hầu hết k doanh nghiệp cổ phần khắp giới có tập trung quyền lực l.c gm nhóm hay số cổ đơng kiểm sốt định quyền dòng tiền (quyền sỡ hữu) phân tán cho nhiều cổ đông.Trong doanh nghiệp vậy, om vấn đề quan trọng quản trị doanh nghiệp mâu thuẫn cổ đơng kiểm sốt an Lu cổ đông thiểu số Mâu thuẫn cổ đơng kiểm sốt cổ đơng thiểu số phát sinh từ phân hóa quyền kiểm sốt quyền dòng tiền (quyền sở ey quyền lực chi phối toàn hoạt động doanh nghiệp Kể ban quản trị, họ sử t re vượt xa so với quyền dịng tiền hậu họ có động lực n va hữu) doanh nghiệp, nói cách khác, cổ đơng kiểm sốt có quyền kiểm sốt Bảng kết hồi quy FGLS t to ng coe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] hi -+ ep k | 0028704 0006656 -4.31 0.000 -.004175 -.0015657 0025005 0063207 -0.40 0.092 -.0148889 009888 -.0043381 0100959 -0.43 0.667 -.0241257 0154494 size | 0039714 0018924 2.10 0.036 0002623 0076805 leverage | -.0337839 0101551 -3.33 0.001 -.0536876 -.0138802 topshare | -.0002237 0001316 -1.70 0.089 -.0004816 0000341 -.002841 0074692 beta | oprisk | w n lo ad y th 0463141 0026302 0.88 0.379 turnover | -.0097559 0039037 -2.50 0.012 -.017407 -.0021048 _cons | -.0006763 0502468 -0.01 0.989 -.0991582 0978057 ju bm | yi pl ua al n Bảng tổng hợp kết mơ hình n va -(2) (3) ll m ALL fu (1) K=1 K=0 oi 0.032*** -0.003 vb (0.005) (0.006) (0.006) -0.011 -0.006 -0.004 (0.010) (0.008) (0.010) k jm ht oprisk 0.017*** (0.001) z beta (0.000) 0.003*** z (0.000) 0.001*** at 0.000** nh k 0.003* leverage 0.001 -0.000** (0.000) (0.000) -0.032 0.046 (0.003) (0.003) (0.003) 0.001 0.005 (0.003) (0.004) (0.004) -0.029 -0.067 -0.001 0.017* -0.010** ey (0.000) t re _cons -0.000* n turnover -0.000*** (0.010) va bm (0.009) -0.034*** an Lu topshare 0.018** (0.002) om (0.011) (0.002) 0.004** l.c (0.002) 0.004** gm size Mô hình hồi qui (1) thêm Dleverage t to ng Tồn mẫu hi ep F test that all u_i=0: F(187, 930) = Prob > F = 0.0000 0.63 Prob > F = 0.0000 0.63 w n lo ad Bảng F-test so sánh OLS FEM y th F test that all u_i=0: ju F(187, 930) = yi pl ua al Bảng hausman test so sánh REM FEM n Coefficients -sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E i2 ll i1 (b-B) fu | (B) n (b) va | m oi -+ -cashflow | -.0993704 -.0226974 q | -.0093226 -.0085996 size | -.0001614 0016051 -.0017665 DLEV | -.0084977 -.0063 -.0021976 -.0766729 at nh 0580695 -.0007229 005848 z z 0033894 vb jm ht 0078186 k gm b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic 0.0061 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi ey Prob>chi2 = t re 2.41 n = va chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) an Lu Test: om l.c B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model t to ng hi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ep chi2 (188) = 1.8e+07 w Prob>chi2 = n 0.0000 lo ad ju y th Bảng kiểm tra tự tương quan bậc yi Wooldridge test for autocorrelation in panel data pl H0: no first order autocorrelation 186) = 1.792 n ua 1, al F( Prob > F = n va 0.1824 ll fu Bảng kết hồi quy FGLS oi m -Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] at Coef nh deltacash | z z -+ vb 0129852 011456 -1.13 0.057 q | -.002551 0018652 -1.37 0.171 -.0062067 size | 0013696 0007636 1.79 0.073 -.0001271 DLEV | 005049 0064279 -0.79 0.072 -.0176476 _cons | -.0308364 0202028 -1.53 0.127 -.0704332 -.0354385 jm ht 009468 k 0011047 l.c gm 0028663 0075495 om cashflow | 0087604 an Lu n va ey t re Nhóm Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(146, 409) = 0.77 Prob > F = 0.0194 t to ng Bảng hausman test so sánh REM FEM hi ep w Coefficients n lo ad | (b) (B) | k1 k2 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E y th -+ ju cashflow | -.1488361 -.0965745 0984647 -.0146065 -.0169188 0023123 009519 size | -.0006133 003009 -.0036223 00577 DLEV | -.0349919 -.0272938 -.0076981 0162719 pl q | yi -.0522617 n ua al n va -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fu ll B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg oi m Ho: difference in coefficients not systematic at nh Test: z z chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 0.0420 k jm Prob>chi2 = ht 2.51 vb = om l.c gm Bảng kiểm tra phương sai thay đổi an Lu n va ey t re t to Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity ng in fixed effect regression model hi ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i w n lo chi2 (147) ad = 3.2e+34 Prob>chi2 = ju y th 0.0000 yi Bảng kiểm tra tự tương quan bậc pl al ua Wooldridge test for autocorrelation in panel data n H0: no first order autocorrelation 108) = 0.0476 ll fu oi m Prob > F = 4.017 n 1, va F( at nh Bảng kết hồi quy FGLS z z -Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] jm ht Coef vb deltacash | k -+ -.0093262 -2.38 0.017 -.0405105 q | -.0073033 0024002 -3.04 0.002 -.0120077 -.0039526 -.002599 om 0222315 l.c gm cashflow | 0027168 0008387 3.24 0.001 001073 0043606 DLEV | 0037546 0078194 0.48 0.061 -.0115712 0190803 _cons | -.0555213 0220457 -2.52 0.012 -.09873 -.0123125 an Lu size | n ey t re Nhóm va Bảng F-test so sánh OLS FEM t to ng F test that all u_i=0: F(148, 409) = 0.83 Prob > F = 0.0102 hi ep Bảng hausman test so sánh REM FEM w n lo ad Coefficients y th ju | yi | (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) n1 n2 Difference S.E pl ua al -+ .1275676 q | 0052329 size | -.0024266 0003268 DLEV | 0070848 0121924 n cashflow | 0073546 0933361 004976 0095805 -.0027534 0050757 -.0051076 0138994 va -.1349222 n 0002569 ll fu oi m nh at z b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg z vb B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg 0.0053 an Lu Prob>chi2 = om 2.96 l.c = gm chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) k jm ht Test: Ho: difference in coefficients not systematic n va ey t re Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity t to in fixed effect regression model ng hi ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (149) w = n 1.5e+32 lo Prob>chi2 = ad 0.0000 y th ju Bảng kiểm tra tự tương quan bậc yi pl Wooldridge test for autocorrelation in panel data al n ua H0: no first order autocorrelation F( 1, 111) = n va 0.066 0.7978 ll fu Prob > F = oi m at nh Bảng kết hồi quy FGLS z z Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ht vb deltacash | jm -+ -cashflow | 008815 012951 0.68 0.096 q | -.0014002 0026773 -0.52 0.001 -.0066476 size | -.0005014 000725 -0.69 0.489 -.0019224 0009197 DLEV | -.0033107 0081519 -0.41 0.085 -.019288 0126667 _cons | 0169323 0196421 0.86 0.389 -.0215655 05543 k -.0165685 0341984 om l.c gm 0038473 an Lu n va ey t re Bảng tổng hợp - t to (1) (2) (3) ALL K=1 K=0 ng hi ep cashflow 0.013* 0.022** (0.011) 0.009* (0.009) (0.013) w n q -0.003 lo (0.002) ad ju y th size -0.007*** -0.001*** (0.002) 0.001* (0.003) 0.003*** (0.001) -0.001 yi (0.001) (0.001) pl al 0.005* 0.004** ua DLEV (0.006) 0.003* n (0.008) (0.008) -0.031 -0.056** 0.017 fu (0.022) (0.020) ll (0.020) n va _cons m 1122 560 z k jm ht vb rss z BIC at adj R-sq 562 nh N oi om l.c gm an Lu n va ey t re t to (1) (2) (3) ALL K=1 K=0 ng hi ep cashflow 0.013* 0.022** (0.011) 0.009* (0.009) (0.013) w n q -0.003 lo (0.002) ad y th -0.001*** (0.002) 0.001* ju size -0.007*** (0.003) 0.003*** yi (0.001) -0.001 (0.001) (0.001) pl 0.005* 0.004** ua al DLEV (0.006) 0.003* n (0.008) (0.008) n va _cons -0.031 fu 0.017 (0.022) ll (0.020) -0.056** (0.020) m z BIC 560 562 at adj R-sq nh 1122 oi N z jm ht vb rss k Khi lấy sai phân gm om l.c Lần Bảng F-test so sánh OLS FEM F(187, 899) = 0.13 Prob > F = 0.0000 an Lu F test that all u_i=0: n va ey t re Bảng hausman test so sánh REM FEM t to Coefficients ng hi | (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | l1 l2 Difference S.E ep -+ 0082912 0069348 0013563 0040162 DBETA | 0208962 0212389 -.0003427 0031643 w DK | n lo ad y th b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg ju yi B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg pl al Ho: difference in coefficients not systematic n ua Test: n va chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 0.12 ll m 0.0396 oi Prob>chi2 = fu = at nh z Bảng kiểm tra phương sai thay đổi z vb k jm in fixed effect regression model ht Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity 15290.21 om 0.0000 an Lu Prob>chi2 = = l.c chi2 (188) 182) = Prob > F = 211.780 0.0000 ey 1, t re H0: no first order autocorrelation n Wooldridge test for autocorrelation in panel data va Bảng kiểm tra tự tương quan bậc F( gm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Bảng kết hồi quy FGLS t to ng DCoe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] hi -+ ep w DK | 0068566 DBETA | 0192456 0053429 3.60 0.000 0087737 0297174 _cons | 0256014 0021244 12.05 0.000 0214377 0297652 0054417 1.26 0.008 -.003809 0175221 n lo ad ju y th Lần yi Bảng F-test so sánh OLS FEM pl al F(187, 878) = 0.13 Prob > F = 0.0000 n ua F test that all u_i=0: va n Bảng hausman test so sánh REM FEM ll fu hausman m1 m2 | m1 m2 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) at (B) nh (b) oi m Coefficients -| Difference S.E z z -+ -DK | 0068976 0060003 0008973 DBETA | 0223429 022401 -.0000581 DBM | -.0000213 -.0004287 0003875 0026466 DTurnover | -.0044774 -.0042748 -.0002026 0029748 vb 004125 k jm ht 0032632 gm l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic Prob>chi2 = 0.0094 n 0.07 va = an Lu chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) om Test: ey t re Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model t to ng H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i hi ep chi2 (188) = 5.1e+33 Prob>chi2 = w 0.0000 n lo ad ju y th Bảng kiểm tra tự tương quan bậc yi Wooldridge test for autocorrelation in panel data pl H0: no first order autocorrelation al 1, 180) = 217.223 ua F( Prob > F = n 0.0000 n va ll fu Bảng kết hồi quy FGLS oi m -Coef Std Err z P>|z| nh DCoe | [95% Conf Interval] at -+ -DK | 0065168 0055831 1.17 0.043 DBETA | 0210736 0053716 3.92 0.000 0105455 0316017 DBM | 0011452 0036303 0.51 0.067 -.005247 vb 0089834 DTurnover | -.0025753 0042347 -0.61 0.543 -.0108752 _cons | 0257697 0021526 11.97 0.000 0215506 -.0044258 z 0174594 z jm ht 0057246 0299888 k om l.c gm Lần an Lu Bảng F-test so sánh OLS FEM 0.14 Prob > F = 0.0000 n F(187, 874) = va F test that all u_i=0: ey t re Bảng hausman test so sánh REM FEM hausman m1 m2 t to Coefficients ng | (b) (B) | m1 m2 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E hi ep -+ -.0068976 0060003 0008973 004125 0223429 022401 -.0000581 0032632 DBM | -.0000623 -.0004287 0003875 0026466 DTurnover | -.0044774 -.0042748 -.0002026 0029748 DK | DBETA | w n lo ad y th b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ju Ho: yi Test: difference in coefficients not systematic pl al = 0.07 0.0094 n va Prob>chi2 = n ua chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) ll fu oi m Bảng kiểm tra phương sai thay đổi nh Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity at in fixed effect regression model z z chi2 (188) = Prob>chi2 = jm ht vb H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 5.1e+33 k 0.0000 1, 180) = 212.579 n va F( an Lu H0: no first order autocorrelation om Wooldridge test for autocorrelation in panel data l.c gm Bảng kiểm tra tự tương quan bậc 0.0000 ey t re Prob > F = Bảng kết hồi quy FGLS -DCoe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] t to -+ -.0062965 0056068 1.12 0.061 -.0046926 0172855 0210727 0053834 3.91 0.000 0105215 0316239 DOprisk | 0095682 0248987 0.38 0.701 -.0392325 0583688 DSize | -.0021989 0027939 -0.79 0.431 -.007675 0032771 DLEV | 0339822 0153613 2.21 0.027 0038745 0640898 DTOpshare | -.0000521 0000891 -0.58 0.559 -.0002268 0001226 ng DK | DBETA | hi ep w n DBM | 0036721 0.37 0.010 -.0058317 0085628 -.0022297 0042409 -0.53 0.059 -.0105417 0060822 _cons | 0256747 0021593 11.89 0.000 0214424 0299069 lo 0034128 DTurnover | ad y th ju yi pl n ua al Bảng tổng hợp kết hồi qui nhóm mẫu ( lấy sai phân) (3) ll fu (2) n (1) va (0.005) 0.021*** (0.005) -0.002* (0.004) -0.002 (0.003) 0.034** (0.015) -0.000 (0.000) 0.026*** 0.026*** 0.026*** n va _cons an Lu DTOpshare om DLEV l.c DSize gm (0.025) k 0.010 jm (0.004) DOprisk 0.003** (0.004) ht -0.003 (0.005) vb DTurnover 0.021*** z 0.001* (0.004) (0.006) z DBM (0.006) at 0.019*** 0.006* nh (0.005) DBETA 0.007** oi 0.007*** m DK ey t re t to ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re