(Luận văn) ảnh hưởng của sở hữu tập trung đến giá trị các công ty niêm yết tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad NGUYỄN THANH TÙNG ju y th yi pl n ua al n va ẢNH HƯỞNG CỦA SỞ HỮU TẬP TRUNG fu ll ĐẾN GIÁ TRỊ CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT oi m nh at TẠI VIỆT NAM z z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh - Năm 2018 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad ju y th NGUYỄN THANH TÙNG yi pl al n ua ẢNH HƯỞNG CỦA SỞ HỮU TẬP TRUNG va n ĐẾN GIÁ TRỊ CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT ll fu oi m TẠI VIỆT NAM at nh z Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z ht vb Mã số: 8340201 k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va y te re PGS.TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo n a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: Tp Hồ Chí Minh - Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ kinh tế với đề tài “Ảnh hưởng sở hữu tập ng trung đến giá trị công ty niêm yết Việt Nam” cơng trình nghiên cứu hi ep riêng Các số liệu tài liệu luận văn trung thực chưa công bố cơng trình nghiên cứu Tất tham khảo kế thừa w trích dẫn tham chiếu đầy đủ n lo ad Tp Hồ Chí Minh, ngày 12 tháng 03 năm 2018 y th ju Tác giả yi pl n ua al n va Nguyễn Thanh Tùng ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC HÌNH VÀ BẢNG BIỂU w CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU n Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu lo 1.1 ad ju y th yi Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu pl 1.3.1 ua al Phương pháp nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài n 1.4 n va ll fu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT m Khái quát chung công ty cổ phần oi 2.1 Khái niệm công ty cổ phần 2.1.2 Giá trị thị trường cổ phiếu at nh 2.1.1 z Tổng quan công trình nghiên cứu z 2.2 vb ht CHƯƠNG : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 13 jm Quy trình nghiên cứu 13 3.2 Mẫu nghiên cứu 14 3.3 Mơ hình nghiên cứu 14 3.4 Giả thiết nghiên cứu 15 3.5 Phương pháp xử lý số liệu 16 k 3.1 om l.c gm a Lu n CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 19 doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam 24 y 4.3 Phân tích mơ hình hồi quy ảnh hưởng sở hữu tập trung đến giá trị te re 4.2 Phân tích tương quan kiểm định đa cộng tuyến 21 n va 4.1 Thống kê mô tả 19 4.3.1 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cổ đông lớn đến giá trị doanh nghiệp t to niêm yết 24 ng 4.3.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng sở hữu tập trung lên giá trị doanh nghiệp hi ep niêm yết 31 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 36 w n 5.1 Kết nghiên cứu thảo luận 36 lo ad 5.1.1 Kết nghiên cứu 36 y th 5.1.2 Thảo luận kết ghiên cứu 37 ju 5.2 Hạn chế nghiên cứu 39 yi pl DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO n ua al PHỤ LỤC n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC HÌNH VÀ BẢNG BIỂU t to Hình 3.1 Sơ đồ quy trình nghiên cứu 13 ng Bảng 3.1 Biến nghiên cứu 15 hi ep Bảng 4.1 Thống kê số lượng doanh nghiệp theo ngành 19 Bảng 4.2 Thống kê mô tả biến 20 w Bảng 4.3 Phân tích tương quan 22 n lo ad Bảng 4.4 Các mơ hình nghiên cứu 23 y th Bảng 4.5 Kiểm tra đa cộng tuyến 23 ju Bảng 4.6 Kiểm định Hausman Test mơ hình (1) 24 yi pl Bảng 4.7 Kiểm định Breusch and Pagan (1) 25 ua al Bảng 4.8 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (1) 26 n Bảng 4.9 Kiểm định tương quan đơn vị chéo (1) 26 va n Bảng 4.10 Kiểm định tự tương quan (1) 27 ll fu Bảng 4.11 Kết hồi quy mơ hình ảnh hưởng cổ đơng lớn đến giá trị m oi doanh nghiệp (1) 28 at nh Bảng 4.12 Kết hồi quy mơ hình ảnh hưởng cổ đơng lớn đến giá trị doanh nghiệp (2) 30 z z Bảng 4.13 Kiểm định Hausman Test mô hình (2) 31 vb ht Bảng 4.14 Kiểm định Breusch and Pagan (2) 31 jm Bảng 4.15 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (2) 32 k gm Bảng 4.16 Kiểm định tương quan đơn vị chéo (2) 32 l.c Bảng 4.17 Kiểm định tự tương quan (2) 33 om Bảng 4.18 Kết hồi quy ảnh hưởng sở hữu tập trung đến giá trị doanh n a Lu nghiệp 34 n va y te re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU t to 1.1 Tính cấp thiết đề tài ng Trong bối cảnh kinh tế giới suy thối tình hình kinh tế nước hi ep cịn nhiều khó khăn nay, muốn tồn phát triển doanh nghiệp cần phải phát huy tối đa sức mạnh nội Việc xây dựng cấu trúc sở hữu w hợp lý cách để doanh nghiệp phát huy sức mạnh Do vậy, việc nghiên cứu n lo tác động cấu trúc sở hữu đến giá trị doanh nghiệp việc làm cần thiết ad y th hữu ích giúp nhà quản trị tổ chức, xếp lại cấu hợp lý nhằm thích ứng ju với giai đoạn phát triển, thực mục tiêu kinh doanh đề yi pl Trên giới có nhiều nghiên cứu liên quan đến mối quan hệ ua al cấu trúc sở hữu hiệu hoạt động công ty (Porta and Shleifer, 1999; La n Porta et al., 2000; Belkhir, 2009; Margaritis and Psillaki, 2010; Fauzi and Locke, va n 2012) Tuy thị trường Việt Nam, chủ đề ll fu mẻ chưa có nhiều nghiên cứu tồn diện Hơn nữa, với oi m việc gia nhập WTO (World Trade Organization), đất nước ta khơng nằm ngồi at nh xu hướng tăng cường hội nhập vào kinh tế toàn cầu Việc gia nhập tổ chức thương mại giới hội nhập kinh tế quốc tế mở hội phát triển doanh z z nghiệp Việt Nam đồng thời gây áp lực đòi hỏi họ ngày phải tăng cường vb ht tính cạnh tranh Sở hữu tập trung chế quản lý nội công ty thông qua tỷ lệ nắm jm giữ cổ đông nguồn lực cần thiết để giám sát quản trị doanh nghiệp k gm Do đó, cấu sở hữu tập trung hạn chế vấn đề đại diện thuận lợi để phát l.c huy tối đa giá trị công ty Điều giải thích tính cơng cụ q trình om giám sát hiệu Nhận thức vai trò sở hữu quản trị nói chung, sở hữu tập a Lu trung nói riêng bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế thị trường chứng khoán n phục hồi tăng trưởng mạnh mẽ năm gần đây, tác giả định thực Mục tiêu nghiên cứu y 1.2 te re Việt Nam” n va nghiên cứu “Ảnh hưởng sở hữu tập trung đến giá trị công ty niêm yết Đánh giá ảnh hưởng sở hữu tập trung đến giá trị công ty niêm yết t to Việt Nam ng 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu hi ep 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Sở hữu tập trung giá trị doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng w n khoán Việt Nam lo ad 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu y th * Phạm vi không gian: Nghiên cứu công ty niêm yết Sở Giao Dịch ju Chứng Khốn Thành phố Hồ Chí Minh Hà Nội yi pl * Phạm vi thời gian: Giai đoạn 2011-2016 ua al * Phạm vi nội dung: Đánh giá ảnh hưởng sở hữu tập trung đến giá trị n công ty niêm yết Việt Nam va Phương pháp nghiên cứu n 1.4 ll fu Phương pháp thống kê kinh tế: phương pháp sử dụng tiêu tổng hợp oi m số tuyệt đối, số tương đối, số bình quân… để mơ tả phân tích số liệu at nh Phương pháp phân tích định lượng: từ số liệu thực tiễn, chạy mơ hình kinh tế lượng để ước lượng mơ hình liệu bảng (Panel Data) phần mềm STATA 13 z z với mơ hình hiệu ứng REM (Random Effects Model) FEM (Fixed Effects vb ht Model) tác động số biến độc lập lên biến phụ thuộc cần quan tâm Kết cấu đề tài k jm 1.5 n n va Chương 5: Kết luận a Lu Chương 4: Kết nghiên cứu om Chương 3: Phương pháp nghiên cứu l.c Chương 2: Cơ sở lý thuyết Chương 1: Giới thiệu gm Kết cấu đề tài bao gồm chương: y te re CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT t to 2.1 Khái quát chung công ty cổ phần ng 2.1.1 Khái niệm công ty cổ phần hi ep Căn theo Điều 77, chương IV, Luật Doanh Nghiệp năm 2005, công ty cổ phần mang số đặc điểm bật đáng ý sau: w n Thứ nhất, vốn điều lệ công ty cổ phần chia thành nhiều phần lo gọi cổ phần Người chủ sở hữu vốn cổ phần gọi cổ đơng Mỗi cổ đơng ad y th mua nhiều cổ phần ju Thứ hai, công ty cổ phần phát hành nhiều loại cổ phần, có cổ yi pl phần phổ thơng Ngồi cổ phần phổ thơng, cơng ty phát hành cổ phần ưu đãi, ua al bao gồm: cổ phần ưu đãi biểu quyết, cổ phần ưu đãi cổ tức, cổ phần ưu đãi hoàn lại n cổ phần ưu đãi khác điều lệ công ty quy định va n Thứ ba, cổ đơng có quyền tự chuyển nhượng cổ phần cho người ll fu khác, trừ trường hợp cổ phần ưu đãi biểu cổ phần cổ đông sáng lập oi m đăng ký kinh doanh Đặc điểm công ty cổ phần cho phép nhà đầu tư at nh có khả chuyển đổi hình thức mục tiêu đầu tư cách linh hoạt Thứ tư, cổ đông chịu trách nhiệm khoản nợ nghĩa vụ tài sản khác z z cơng ty phạm vi số vốn góp cơng ty Đặc điểm cho thấy, cổ đông vb ht chịu trách nhiệm pháp lý hữu hạn phần vốn góp vào cơng ty jm (khác với tính trách nhiệm vơ hạn thành viên hợp danh công ty hợp k gm danh, chủ doanh nghiệp tư nhân doanh nghiệp tư nhân) l.c Thứ năm, công ty quyền phát hành chứng khốn loại cơng chúng om để huy động vốn Đặc điểm cho thấy khả huy động vốn công ty a Lu lớn rộng rãi công chúng n Thứ sáu, số lượng cổ đông công ty cổ phần tối thiểu ba khơng hạn Vì vậy, số lượng cổ đông công ty cổ phần thường đông y tự chuyển nhượng cổ phần (trừ trường hợp pháp luật có quy định khác) te re số thành viên khơng q 50) Trong q trình hoạt động, cổ đông quyền n va chế số lượng tối đa (khác với công ty trách nhiệm hữu hạn hai thành viên trở lên 2.1.2 Giá trị thị trường cổ phiếu t to Giá trị thị trường cổ phiếu mức giá cổ phiếu xác lập ng người mua người bán thực mua, bán cổ phiếu thị trường chứng hi ep khốn Nói cách khác, giá trị thị tường cổ phiếu mức giá thỏa thuận người mua người bán (nhà đầu tư cổ phiếu) Khái niệm phân biệt với giá trị w sổ sách cổ phiếu vốn xác định dựa sở số liệu sổ sách doanh n lo ad nghiệp y th Giá trị thị trường doanh nghiệp (hãng) tính giá trị thị trường ju cổ phiếu nhân với tổng số lượng cổ phiếu lưu hành doanh nghiệp yi pl (hãng) Do đó, nhiều cơng trình nghiên cứu mối quan hệ yếu tố quản trị ua al doanh nghiệp giá trị thị trường hãng, thực tế tiến hành xem xét n ảnh hưởng yếu tố quản trị đến giá thị trường cổ phiếu doanh nghiệp n fu Tổng quan cơng trình nghiên cứu ll 2.2 va (Bernard et al., 2005) oi m Sự diện xung đột chủ sở hữu nhà quản lý cuối at nh dẫn đến phát triển chế quản lý hợp pháp hầu nhằm đảm bảo nhà quản lý hành động lợi ích tốt chủ sở hữu (La Porta et z z al.,1999) Trong cấu trúc sở hữu tập trung, quyền sở hữu lẫn quyền kiểm sốt cơng ty vb ht gói gọn tập trung vào số cá nhân nhóm định Những cá nhân jm nhóm (người bên trong) thường kiểm soát chi phối lớn đến định k gm cách thức công ty vận hành l.c Đối với mô hình cấu trúc sở hữu tập trung, doanh nghiệp người bên om kiểm sốt có mặt tích cực riêng, người có động lực a Lu quyền lực để kiểm soát doanh nghiệp chặt chẽ Qua giúp giảm thiểu tối đa n sai phạm hay vấn đề gian dối tồn trình quản trị điều hành Bên tăng cường hiệu hoạt động dài hạn y định mang lại lợi ích ngắn hạn, họ tích cực ủng hộ dự án giúp te re giữ vốn đầu tư doanh nghiệp khoảng thời gian dài Vì vậy, thay lựa chọn n va cạnh đó, nắm quyền sở hữu kiểm sốt nên người có xu hướng growth | 5136459 1955765 2.63 0.009 1300353 8972564 _cons | 1.300473 2705283 4.81 0.000 7698492 1.831096 t to estat vif ng Variable | VIF 1/VIF hi -+ ep size | 1.14 0.874234 lev | 1.14 0.880177 w 1.01 0.991786 a3 | 1.01 0.993249 n growth | lo -+ ad Mean VIF | 1.07 y th xtreg tobinq a3 lev size growth, fe ju yi Fixed-effects (within) regression pl Group variable: mh Number of obs = 1619 Number of groups = 270 within ua al R-sq: = 0.0029 Obs per group: = avg = 6.0 max = F(4,1345) = 0.98 Prob > F = 0.4187 n between = 0.0030 n va overall = 0.0025 ll fu = -0.0969 oi m corr(u_i, Xb) Coef Std Err t P>|t| at tobinq | nh -[95% Conf Interval] z -+ 1.308718 1.489765 -0.88 0.380 -4.231234 1.613798 -.0387604 0250599 -1.55 0.122 -.0879213 0104004 -.1074384 5091924 z a3 | lev | 1.28 0.201 1601363 0.03 0.976 _cons | 7197446 9244805 0.78 0.436 -.3092601 319028 -1.093836 2.533325 k 1571651 004884 jm 200877 ht vb size | growth | sigma_u | gm -+ -.98342502 56482531 l.c 86320907 rho | sigma_e | (fraction of variance due to u_i) om -F(269, 1345) = 7.65 Prob > F = 0.0000 n estimate store fixed va n xtreg tobinq a3 lev size growth, re = 1619 Group variable: mh Number of groups = 270 R-sq: = 0.0023 Obs per group: = between = 0.0049 avg = 6.0 y Number of obs te re Random-effects GLS regression within a Lu F test that all u_i=0: overall = 0.0038 corr(u_i, X) max = = (assumed) Wald chi2(4) = 4.21 Prob > chi2 = 0.3778 t to ng tobinq | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] hi -+ ep a3 | -.4841431 1.147227 -0.42 0.673 -2.732667 1.764381 lev | -.0284399 0179888 -1.58 0.114 -.0636973 0068174 w n 1108851 0739781 1.50 0.134 -.0341094 2558796 0958871 1558547 0.62 0.538 -.2095825 4013567 _cons | 1.210752 4417511 2.74 0.006 3449359 2.076568 lo size | growth | ad -+ -.90760277 sigma_e | 86320907 ju y th sigma_u | 52505394 rho | (fraction of variance due to u_i) yi pl al estimate store random n ua hausman fixed random n va Coefficients -fixed (b-B) random sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference m | (B) ll (b) fu | S.E oi -+ size | 200877 1108851 growth | 004884 0958871 -.824575 9504048 -.0103205 0174472 0899919 1386654 -.0910031 0367824 z -.0284399 z -.4841431 -.0387604 at -1.308718 nh a3 | lev | vb ht b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic om 7.42 0.1152 l.c = Prob>chi2 = chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) gm Test: k jm B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg a Lu xttest0 n n va Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects te re tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + e[mh,t] y Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ tobinq | 1.578509 1.256387 Test: e | 7451299 8632091 u | 8237428 9076028 chibar2(01) = 1099.48 Prob > chibar2 = 0.0000 Var(u) = t to ng hi xttest1 ep Tests for the error component model: w n tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + v[mh,t] lo v[mh,t] = lambda v[mh,(t-1)] + e[mh,t] ad y th Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) ju -+ - yi tobinq | pl e | al u | 1.578509 1.256387 7451299 86320907 8237428 90760277 n ua Tests: va Random Effects, Two Sided: n ALM(Var(u)=0) = 422.64 Pr>chi2(1) = 0.0000 ll fu = 20.56 Pr>N(0,1) = 0.0000 127.17 Pr>chi2(1) = 0.0000 oi ALM(Var(u)=0) m Random Effects, One Sided: = z ALM(lambda=0) at nh Serial Correlation: z vb Joint Test: 0.0000 ht LM(Var(u)=0,lambda=0) = 1226.65 Pr>chi2(2) = k jm Pesaran's test of cross sectional independence = gm xtcsd, pesaran abs 10.287, Pr = 0.0000 n a Lu xtserial tobinq a3 lev size growth 0.428 om l.c Average absolute value of the off-diagonal elements = 1, 269) = Prob > F = 3.236 0.0731 y te re F( n H0: no first-order autocorrelation va Wooldridge test for autocorrelation in panel data xtgls tobinq a3 lev size growth, panels (hetero) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation t to Estimated covariances ng hi = 270 Number of obs = 1619 Estimated autocorrelations = Number of groups = 270 Estimated coefficients Obs per group: = avg = 5.996296 max = = ep w n Wald chi2(4) = 36.75 Prob > chi2 = 0.0000 lo ad -Coef y th tobinq | Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ ju a3 | 0636437 yi lev | -.011908 0.13 0.898 -.9087297 1.036017 0063141 -1.89 0.059 -.0242834 0004675 094311 0219074 4.30 0.000 0513733 1372488 4.00 0.000 2125451 6211756 8.47 0.000 8518288 1.365041 pl size | 496118 4168603 al 1042444 _cons | 1.108435 1309238 n ua growth | n va reg tobinq a1 a12 lev size growth df MS m SS ll fu Source | oi -+ Number of obs = 1619 F( 2.48 5, 1613) = 19.5042082 3.90084165 Prob > F = 2534.52412 1613 1.57131068 R-squared = 0.0076 Adj R-squared = 0.0046 Root MSE 1.2535 2554.02833 1618 1.57850948 z Total | z -+ at nh Model | Residual | = 0.0300 vb Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] jm tobinq | ht k -+ -.1353988 1599516 0.85 0.397 -.178336 4491335 -.0075476 0093995 -0.80 0.422 -.0259842 010889 gm a1 | a12 | -.0195919 0127333 -1.54 0.124 -.0445674 0781844 0451431 1.73 0.083 -.0103609 0053837 1667297 growth | 5247694 1958089 2.68 0.007 1407028 9088359 _cons | 1.302531 2652957 4.91 0.000 7821701 1.822891 om l.c lev | size | n a Lu n va estat vif VIF 1/VIF 6.40 6.35 0.156282 0.157371 size | 1.16 0.860213 lev | 1.14 0.880346 y a1 | a12 | te re Variable | -+ growth | 1.01 0.989636 -+ -Mean VIF | 3.21 t to xtreg tobinq a1 a12 lev size growth, fe ng hi Number of obs = 1619 Group variable: mh Number of groups = 270 R-sq: = 0.0092 Obs per group: = between = 0.0006 avg = 6.0 overall = 0.0009 max = ep Fixed-effects (within) regression within w n lo ad = -0.3685 F(5,1344) = 2.48 Prob > F = 0.0301 ju y th corr(u_i, Xb) yi tobinq | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] pl -+ al 704767 3.00 0.003 7316689 3.496795 -.1128507 0381948 -2.95 0.003 -.1877785 -.0379228 0250226 -1.42 0.156 -.0845795 0135957 2.114232 a12 | lev | -.0354919 n ua a1 | 0.13 0.894 -.2764903 3166916 0271898 1511884 1597318 0.17 0.865 -.2861609 3405405 _cons | 1.092946 8722371 1.25 0.210 -.6181477 2.804041 n 0201006 fu va size | growth | ll 1.0563725 60094978 (fraction of variance due to u_i) at 86081889 rho | nh sigma_e | oi sigma_u | m -+ F(269, 1344) = 7.72 Prob > F = 0.0000 z F test that all u_i=0: z vb ht estimate store fixed jm k xtreg tobinq a1 a12 lev size growth, re Number of obs = Group variable: mh Number of groups R-sq: = 0.0052 Obs per group: = between = 0.0040 avg = overall = 0.0036 max = = 1619 270 within om l.c gm Random-effects GLS regression n a Lu 6.0 Wald chi2(5) = 6.19 Prob > chi2 = 0.2878 Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] a1 | 398374 2828911 1.41 0.159 -.1560824 9528304 a12 | -.0203546 0155373 -1.31 0.190 -.0508073 010098 y tobinq | -+ te re n = (assumed) va corr(u_i, X) lev | -.0278589 0180116 -1.55 0.122 -.063161 0074431 size | 0897328 0748942 1.20 0.231 -.0570571 2365227 growth | 1030792 1558318 0.66 0.508 -.2023454 4085038 _cons | 1.193921 4428869 2.70 0.007 325879 2.061964 t to -+ ng 90896751 sigma_e | 86081889 rho | 52718577 hi sigma_u | (fraction of variance due to u_i) ep w estimate store random n lo hausman fixed random ad | ju y th Coefficients -| (b) (B) fixed random (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E yi -+ -a1 | pl 1.715858 6454991 -.1128507 2.114232 -.0203546 -.092496 0348917 -.007633 0173699 -.0696321 1313347 -.0758894 0350813 -.0354919 -.0278589 size | 0201006 0897328 growth | 0271898 n lev | ua al 398374 a12 | va 1030792 n fu ll b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic at nh Test: oi m B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ht vb 15.06 0.0101 z = Prob>chi2 = z chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) jm xttest3 k last estimates not xtreg, fe gm r(301); xtreg tobinq a1 a12 lev size growth, fe Group variable: mh Number of groups = R-sq: within 1619 270 overall = 0.0009 max = F(5,1344) = 2.48 Prob > F = 0.0301 corr(u_i, Xb) = -0.3685 -tobinq | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] y 6.0 te re avg = n Obs per group: = va = 0.0092 between = 0.0006 n = a Lu Number of obs om l.c Fixed-effects (within) regression -+ t to a1 | 2.114232 704767 3.00 0.003 7316689 3.496795 a12 | -.1128507 0381948 -2.95 0.003 -.1877785 -.0379228 lev | -.0354919 0250226 -1.42 0.156 -.0845795 0135957 size | 0201006 1511884 0.13 0.894 -.2764903 3166916 ng growth | 0271898 1597318 0.17 0.865 -.2861609 3405405 _cons | 1.092946 8722371 1.25 0.210 -.6181477 2.804041 hi -+ ep w sigma_u | 1.0563725 sigma_e | 86081889 rho | 60094978 (fraction of variance due to u_i) n -F(269, 1344) = lo F test that all u_i=0: 7.72 Prob > F = 0.0000 ad ju y th xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity yi in fixed effect regression model pl al H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i = 0.0000 n va Prob>chi2 = 2.3e+06 n ua chi2 (270) ll fu oi m xtcsd, pesaran abs 4.129, Pr = 0.0000 at nh Pesaran's test of cross sectional independence = z Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.418 z 1, 269) = Prob > F = 3.207 gm F( k H0: no first-order autocorrelation jm Wooldridge test for autocorrelation in panel data ht vb xtserial tobinq a1 a12 lev size growth 0.0744 l.c xtgls tobinq a1 a12 lev size growth, panels (hetero) om heteroskedastic Correlation: no autocorrelation 270 = 1619 = 270 Estimated autocorrelations = Number of groups Estimated coefficients Obs per group: = avg = 5.996296 max = = y Number of obs te re = n Estimated covariances va generalized least squares Panels: n Coefficients: a Lu Cross-sectional time-series FGLS regression Wald chi2(5) = 52.72 Prob > chi2 = 0.0000 t to tobinq | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ ng hi ep a1 | 2813915 0806445 3.49 0.000 1233311 4394518 a12 | -.0149333 0046188 -3.23 lev | -.0053033 0066518 -0.80 0.001 -.023986 -.0058807 0.425 -.0183405 size | 0778271 0221096 0077339 3.52 0.000 034493 1211612 w 4289269 1039432 4.13 0.000 225202 6326518 _cons | 1.108646 1239668 8.94 0.000 8656757 1.351617 n growth | lo ad ju y th reg tobinq a2 a22 lev size growth Source | SS df MS Number of obs = yi -+ -22.2636801 al Residual | pl Model | 2531.76465 F( 2.84 4.45273601 Prob > F = 0.0148 1613 1.56959991 R-squared = 0.0087 ua n 2554.02833 1613) = -+ -Total | 5, 1619 1618 1.57850948 Adj R-squared = 0.0056 Root MSE 1.2528 = n va -Std Err t ll Coef fu tobinq | P>|t| [95% Conf Interval] 1.20 0.229 -.9738808 4.061667 -3.35636 4.374001 lev | -.0203405 012768 -0.77 0.443 -11.93568 5.222961 -1.59 0.111 -.0453841 size | 0862673 0047031 0447165 1.93 0.054 -.0014413 1739758 z a22 | at 1.283638 nh 1.543893 oi a2 | m -+ 5067451 1955711 2.59 0.010 123145 8903452 _cons | 1.203704 2763024 4.36 0.000 6617541 1.745653 z growth | vb ht jm VIF gm Variable | k estat vif 1/VIF -+ -0.123968 8.05 0.124161 0.874619 1.14 0.875750 growth | 1.01 0.990964 n 1.14 a Lu lev | size | om 8.07 a2 | l.c a22 | 3.88 n Mean VIF | va -+ te re xtreg tobinq a2 a22 lev size growth, fe y Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1619 Group variable: mh Number of groups = 270 R-sq: t to = 0.0052 Obs per group: = between = 0.0034 within avg = 6.0 overall = 0.0035 max = F(5,1344) = 1.40 Prob > F = 0.2217 corr(u_i, Xb) = -0.0882 ng hi ep tobinq | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ w n a2 | 4.654772 2.382109 1.95 0.051 -.0182837 9.327827 a22 | -11.76173 6.418322 -1.83 0.067 -24.35275 8292847 -.0406004 0250506 -1.62 0.105 -.089743 0085422 075928 1543806 0.49 0.623 -.2269252 3787812 growth | 0183094 1600562 0.11 0.909 -.2956778 3322965 _cons | 1.161258 893554 1.30 0.194 -.5916547 2.91417 lo lev | size | ad ju y th -+ yi sigma_u | 86254234 al rho | 98266704 pl sigma_e | 56482611 (fraction of variance due to u_i) ua n F test that all u_i=0: F(269, 1344) = 7.65 Prob > F = 0.0000 n va estimate store fixed ll fu 1619 = 270 = 0.0047 Obs per group: = between = 0.0062 avg = 6.0 max = z within = Number of groups z R-sq: Number of obs at Group variable: mh nh Random-effects GLS regression oi m xtreg tobinq a2 a22 lev size growth, re vb ht overall = 0.0054 = (assumed) Prob > chi2 = 7.47 = 0.1877 gm corr(u_i, X) k jm Wald chi2(5) -Coef Std Err z P>|z| l.c tobinq | [95% Conf Interval] om -+ -3.056085 1.666712 1.83 0.067 -.2106105 6.322781 -8.111971 5.178518 -1.57 0.117 -18.26168 2.037737 0.101 -.0648485 0057177 1.39 0.164 -.0419215 2479235 growth | 0953753 1557194 0.61 0.540 -.2098291 4005796 _cons | 1.072954 4483487 2.39 0.017 1942066 1.951701 -+ y sigma_u | 90892804 sigma_e | 86254234 rho | 52616692 te re -1.64 0739414 n 0180019 103001 va -.0295654 n lev | size | a Lu a2 | a22 | (fraction of variance due to u_i) estimate store random hausman fixed random t to Coefficients ng hi | (b) (B) (b-B) | fixed random sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E ep -+ w n a2 | 4.654772 3.056085 1.598687 1.701914 a22 | -11.76173 -8.111971 -3.649763 3.791809 lev | -.0406004 -.0295654 -.011035 0174203 075928 103001 -.027073 1355214 0183094 0953753 -.0770659 0370063 lo size | growth | ad y th -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg ju B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Ho: pl Test: difference in coefficients not systematic ua al chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) n = 7.56 va Prob>chi2 = 0.1824 n fu ll xttest0 m oi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects at nh tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + e[mh,t] z z Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ .8625423 u | 8261502 908928 Var(u) = 1100.39 0.0000 om chibar2(01) = Prob > chibar2 = l.c gm 1.256387 7439793 k 1.578509 e | jm Test: tobinq | ht vb | a Lu xttest1 n n va Tests for the error component model: v[mh,t] = lambda v[mh,(t-1)] + e[mh,t] y te re tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + v[mh,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - tobinq | 1.578509 1.256387 e | 7439793 86254234 u | 8261502 90892804 t to Tests: Random Effects, Two Sided: ng ALM(Var(u)=0) = 424.27 Pr>chi2(1) = 0.0000 hi ep Random Effects, One Sided: ALM(Var(u)=0) = 20.60 Pr>N(0,1) w = 0.0000 126.06 Pr>chi2(1) = 0.0000 LM(Var(u)=0,lambda=0) = 1226.45 Pr>chi2(2) = 0.0000 n Serial Correlation: lo ALM(lambda=0) = ad ju y th Joint Test: yi pl xtcsd, pesaran abs ua al Pesaran's test of cross sectional independence = 5.849, Pr = 0.0000 n va Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.425 n fu ll xtserial tobinq a2 a22 lev size growth m oi Wooldridge test for autocorrelation in panel data 1, 269) = 3.227 0.0736 z Prob > F = at F( nh H0: no first-order autocorrelation z ht vb xtgls tobinq a2 a22 lev size growth, panels (hetero) Correlation: no autocorrelation Estimated covariances 270 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = = 1619 Number of groups = Obs per group: = avg = 5.996296 270 55.78 Prob > chi2 = 0.0000 tobinq | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -a2 | 2.802727 7324416 3.83 0.000 1.367168 4.238287 y te re = n Wald chi2(5) va max = n Number of obs a Lu = om l.c heteroskedastic gm generalized least squares Panels: k Coefficients: jm Cross-sectional time-series FGLS regression a22 | -8.409158 2.846484 -2.95 0.003 -13.98816 -2.830153 lev | -.0086791 0062567 -1.39 0.165 -.020942 0035837 t to size | 0969228 0211881 4.57 0.000 055395 1384507 growth | 3993711 1026599 3.89 0.000 1981614 6005807 _cons | 9507489 1295791 7.34 0.000 6967786 1.204719 ng hi reg tobinq a3 a32 lev size growth ep Source | SS df MS Number of obs = w -+ F( 2.48 19.4643677 3.89287353 Prob > F = 0.0303 Residual | 2534.56396 1613 1.57133538 R-squared n 1613) = Model | lo ad -+ -2554.02833 1618 1.57850948 = 0.0076 Adj R-squared = 0.0045 Root MSE 1.2535 = ju y th Total | 5, 1619 yi tobinq | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] pl -+ al 2.219853 0.82 0.411 -2.527143 6.181057 -11.76122 14.66981 -0.80 0.423 -40.53512 17.01267 0127431 -1.59 0.112 -.0452432 0047462 1.826957 a32 | lev | -.0202485 n ua a3 | 1.87 0.061 -.0040219 1716672 5121271 0447859 1956073 2.62 0.009 1284559 8957983 _cons | 1.273885 2725831 4.67 0.000 7392307 1.808539 n 0838227 fu va size | growth | ll oi m VIF 1/VIF 5.52 0.181082 1.14 0.879014 growth | 1.01 0.991693 gm 0.874005 lev | k 0.181107 1.14 jm 5.52 ht a32 | size | vb a3 | z -+ z Variable | at nh estat vif -+ Mean VIF | 2.87 om l.c xtreg tobinq a3 a32 lev size growth, fe Number of groups = 270 R-sq: = 0.0030 Obs per group: = between = 0.0032 avg = 6.0 overall = 0.0027 max = within y te re Group variable: mh n 1619 va = n Number of obs a Lu Fixed-effects (within) regression corr(u_i, Xb) = -0.0871 F(5,1344) = 0.80 Prob > F = 0.5501 -tobinq | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ t to ng a3 | -.5032985 3.077617 -0.16 0.870 -6.540754 5.534157 a32 | -4.751129 15.88431 -0.30 0.765 -35.91186 26.4096 lev | -.0386256 0250725 -1.54 0.124 -.087811 0105599 size | 1901975 1612216 1.18 0.238 -.1260759 5064709 hi 0065035 160282 0.04 0.968 -.3079266 3209336 _cons | 7656493 9374415 0.82 0.414 -1.073359 2.604657 ep growth | -+ w n 98240781 sigma_e | 86350141 rho | 56414998 lo sigma_u | (fraction of variance due to u_i) ad -F(269, 1344) = 7.64 Prob > F = 0.0000 ju y th F test that all u_i=0: estimate store fixed yi pl xtreg tobinq a3 a32 lev size growth, re ua al Random-effects GLS regression n Group variable: mh Number of obs = 1619 Number of groups = 270 within n va R-sq: = 0.0024 avg = 6.0 max = ll oi m overall = 0.0043 nh = (assumed) Wald chi2(5) = 4.62 Prob > chi2 = 0.4636 at corr(u_i, X) Obs per group: = fu between = 0.0056 z z -Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] vb tobinq | ht -+ -.896379 2.439999 0.37 0.713 -3.885931 5.678689 -9.084934 14.15834 -0.64 0.521 -36.83476 18.6649 lev | -.0284383 0180004 -1.58 0.114 -.0637185 0068419 size | 1076977 0742276 1.45 0.147 -.0377857 2531811 k jm a3 | a32 | 1558714 0.62 0.534 -.2084824 1.201058 4424459 2.71 0.007 3338804 4025223 l.c 09702 _cons | gm growth | 2.068237 om -+ -.86350141 rho | 52589643 (fraction of variance due to u_i) n va n 90944523 sigma_e | a Lu sigma_u | te re estimate store random y hausman fixed random Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fixed random Difference S.E -+ .5032985 896379 -1.399677 1.875668 -4.751129 -9.084934 4.333805 7.200878 lev | -.0386256 -.0284383 -.0101873 0174532 size | 1901975 1076977 0824998 1431177 growth | 0065035 09702 -.0905165 0373419 t to a3 | a32 | ng hi ep b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg w n Test: Ho: difference in coefficients not systematic lo ad chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 7.02 Prob>chi2 = 0.2190 ju y th = yi xttest0 pl al Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects n ua tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + e[mh,t] n va Estimated results: fu Var sd = sqrt(Var) ll | e | 7456347 u | 8270906 1.256387 8635014 9094452 at 1.578509 nh tobinq | oi z Var(u) = z Test: m -+ - Prob > chibar2 = 0.0000 ht 1099.46 vb chibar2(01) = jm k xttest1 gm Tests for the error component model: l.c tobinq[mh,t] = Xb + u[mh] + v[mh,t] om v[mh,t] = lambda v[mh,(t-1)] + e[mh,t] a Lu Estimated results: Var sd = sqrt(Var) n | 1.256387 e | 7456347 86350141 u | 8270906 90944523 y te re 1.578509 n tobinq | va -+ - Tests: Random Effects, Two Sided: ALM(Var(u)=0) = 422.87 Pr>chi2(1) = 0.0000 Random Effects, One Sided: ALM(Var(u)=0) = 20.56 Pr>N(0,1) = 0.0000 126.94 Pr>chi2(1) = 0.0000 LM(Var(u)=0,lambda=0) = 1226.40 Pr>chi2(2) = 0.0000 t to Serial Correlation: ALM(lambda=0) = ng hi Joint Test: ep w n xtcsd, pesaran abs lo ad Pesaran's test of cross sectional independence = 9.410, Pr = 0.0000 y th Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.427 ju yi xtserial tobinq a3 a32 lev size growth pl al Wooldridge test for autocorrelation in panel data ua H0: no first-order autocorrelation 1, 269) = n F( va Prob > F = 3.227 0.0736 n fu ll xtgls tobinq a3 a32 lev size growth, panels (hetero) m oi Cross-sectional time-series FGLS regression Correlation: no autocorrelation z heteroskedastic at generalized least squares Panels: nh Coefficients: z 270 Number of obs vb = 1619 Number of groups = 270 Estimated coefficients Obs per group: = avg = 5.996296 max = k jm = ht = Estimated autocorrelations = Estimated covariances = 33.35 l.c = Prob > chi2 gm Wald chi2(5) 0.0000 om tobinq | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 0.634 -1.64011 2.693728 -0.47 0.636 -17.73484 10.84209 lev | -.0110758 0062259 -1.78 0.075 -.0232785 0011268 size | 0901853 0219077 4.12 0.000 0472471 1331235 growth | 3923986 1041157 3.77 0.000 1883354 5964617 _cons | 1.123519 132131 8.50 0.000 8645466 1.382491 y 0.48 7.290169 te re 1.105591 n 526809 -3.446377 va a3 | a32 | n -+ a Lu