(Luận văn) các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết, bằng chứng thực nghiệm tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM t to ng hi ep w TRỊNH THỊ HOẠT n lo ad ju y th yi pl al n ua CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh 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 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM t to ng hi ep w n lo ad TRỊNH THỊ HOẠT ju y th yi pl n ua al CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh z Chuyên ngành: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG z ht vb Mã số: 60340201 jm k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om n a Lu PGS.TS TRẦN THỊ THÙY LINH l.c gm NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC n va y te re TP Hồ Chí Minh –Năm 2015 t to LỜI CAM ĐOAN ng Trong trình thực luận văn “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc hi ep kỳ hạn nợ công ty niêm yết - chứng thực nghiệm Việt Nam”, vận dụng kiến thức học với hướng dẫn đóng góp giáo viên w n hướng dẫn để thực nghiên cứu lo ad Tôi cam đoan công trình nghiên cứu tơi, số liệu kết y th luận văn trung thực ju yi Thành phố Hồ Chí Minh, 2015 pl n ua al n va ll fu Trịnh Thị Hoạt 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 BẢNG BIỂU w DANH MỤC BIỂU ĐỒ n lo TÓM TẮT ad y th LỜI CAM ĐOAN ju DANH MỤC CÁC BẢNG yi TÓM TẮT pl ua al CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU n 1.1 Lý chọn đề tài va 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu n ll fu 1.3 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu oi m 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu at nh 1.5 Những đóng góp đề tài z 1.6 Cấu trúc nghiên cứu z CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM vb ht 2.1 Khung lý thuyết jm k 2.1.1 Lý thuyết chi phí đại diện gm 2.1.2 Lý thuyết bất cân xứng thông tin .6 om l.c 2.1.3 Ảnh hưởng thuế lên cấu trúc kỳ hạn nợ 2.2 Các nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm a Lu n 2.2.1 Các nghiên cứu tác động quy mô công ty, kỳ hạn tài sản, tốc độ tăng trưởng lên cấu trúc kỳ hạn nợ .10 y te re 2.2.3 Các nghiên cứu khả tiếp cận thị trường vốn với cấu trúc kỳ hạn nợ 12 n va 2.2.2 Các nghiên cứu tác động hiệu suất sử dụng tài sản, độ biến động thu nhập, khả khoản, địn bẩy tài lên cấu trúc kỳ hạn nợ 11 2.2.4 Các nghiên cứu tác động thuế lên cấu trúc kỳ hạn nợ 12 t to 2.3 Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 14 ng CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 16 hi ep 3.1 Chọn mẫu liệu nghiên cứu 16 3.2 Mô tả biến 18 w n 3.3.1 Biến phụ thuộc 18 lo ad 3.3.2 Biến giải thích 18 ju y th 3.3 Giả thuyết nghiên cứu 25 yi 3.4 Mơ hình nghiên cứu 28 pl 3.5 Phƣơng pháp kiểm định mơ hình 29 al n ua CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 va 4.1 Kết thống kê mô tả 33 n 4.2 Kết kiểm định Wilcoxon 38 fu ll 4.3 Kết kiểm định mơ hình 41 m oi 4.4 Tổng hợp kết nghiên cứu 48 nh at 4.5 Thảo luận kết nghiên cứu 49 z CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 52 z ht vb 5.1 Kết luận kiến nghị 52 k jm 5.1.1 Kết luận 52 gm 5.1.2 Kiến nghị 53 l.c 5.2 Hạn chế đề tài hƣớng nghiên cứu 54 om 5.2.1 Hạn chế đề tài 54 n va PHỤ LỤC n TÀI LIỆU THAM KHẢO a Lu 5.2.2.Hướng nghiên cứu 54 y te re DANH MỤC CÁC BẢNG t to ng Bảng 2.1: Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 14 hi ep Bảng 3.1: Tóm tắt biến 23 Bảng 4.1: Thống kê mô tả cho toàn mẫu nghiên cứu 33 w n Bảng 4.2: Thống kê mơ tả cho nhóm cơng ty phân theo quy mô công ty 35 lo ad Bảng 4.3: Thống kê mơ tả cho nhóm cơng ty phân theo khả tiếp cận thị trường vốn 37 y th ju Bảng 4.4: Kết kiểm định Wilcoxon cho nhóm cơng ty phân theo quy mô công ty 38 yi pl n ua al Bảng 4.5: Kết kiểm định Wilcoxon cho nhóm cơng ty phân theo khả tiếp cận thị trường vốn 39 n va Bảng 4.6: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định cho toàn mẫu 41 ll fu Bảng 4.7: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mô công ty 43 oi m Bảng 4.8: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo khả tiếp cận thị trường vốn 46 nh at Bảng 4.13: Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 48 z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to ng Nghiên cứu phân tích ảnh hưởng nhân tố tác động đến hi ep định lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty – chứng thực nghiệm Việt Nam việc sử dụng số liệu 363 công ty niêm yết Sở giao dịch chứng w n khoán HoSE HNX giai đoạn 2009-2014 Nghiên cứu thực dựa lo ad nghiên cứu Stephan cộng (2011), mơ hình hồi quy sử dụng ju y th mơ hình Tobit với hiệu ứng cố định yi Kết nghiên cứu cho thấy, kỳ hạn nợ có mối tương quan dương với pl quy mơ cơng ty, kỳ hạn tài sản, khả khoản, địn bẩy tài al n ua có mối tương quan âm với hiệu suất sử dụng tài sản, trái phiếu phát hành, độ biến va động lợi nhuận công ty cổ phần Việt Nam Các kết ủng hộ nội dung n lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết bất cân xứng thơng tin việc giải thích fu ll định lựa chọn kỳ hạn nợ Thuế phải nộp có tương quan với kỳ hạn nợ m oi không bền vững nhóm cơng ty khác Khơng có mối liên hệ khả nh at tăng trưởng với kỳ hạn nợ cơng ty Bên cạnh đó, nghiên cứu z cho thấy, khả tiếp cận nguồn tài tiêu chí quan trọng định z k jm phần Việt Nam ht vb nhân tố mức độ tác động nhân tố lên kỳ hạn nợ công ty cổ om l.c gm Từ khóa: kỳ hạn nợ, khả tiếp cận nguồn tài n a Lu n va y te re CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU t to Lý chọn đề tài 1.1 ng hi Quyết định tài trợ với định đầu tư định phân phối ba ep định quan trọng điều hành công ty Khi xây dựng kế w hoạch tài trợ, nhà quản lý không quan tâm đến việc phân bổ nguồn tài trợ từ nợ n lo vay, vốn cổ phần mà phải chắn thành phần chi tiết ad nguồn tài trợ phù hợp với chiến lược chung Công ty Cấu trúc nợ vay có y th ju 50% nợ dài hạn khơng giống với cấu trúc nợ có 100% nợ dài hạn Và yi hết, kỳ hạn nợ có liên quan mật thiết đến giá trị cơng ty, khả khoản pl al thông qua khác chi phí sử dụng vốn nợ ngắn hạn – nợ dài hạn, n ua hội đầu tư tương ứng với nguồn nợ vay, tương xứng kỳ hạn nguồn phải thu n va phải trả,… ll fu Đã có nhiều nghiên cứu giới cấu trúc kỳ hạn nợ cơng ty oi m thị trường tài khác nghiên cứu Shiantarelli nh Sembenelli (1997), Kleczyk (2012), Haijha Akhlaghi (2012), Ozkan at (2012),…Tuy nhiên nghiên cứu công ty kinh tế z z cụ thể Việt Nam chưa nhiều Do yếu xuất phát điểm vb ht trình độ phát triển, hệ thống thể chế khác hẳn với nước phát triển, thị trường tài jm kinh tế có nhiều điểm khác biệt với thị trường tài k l.c định cấu trúc kỳ hạn nợ vay khác gm kinh tế phát triển mà qua khiến cơng ty có om Với nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ a Lu công ty cổ phần niêm yết - Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam” mong n muốn cung cấp sở lý luận thực tiễn nhân tố tác động đến cấu trúc 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu y công ty Việt Nam te re mục tiêu tăng trưởng ý muốn kiểm soát rủi ro n va kỳ hạn nợ vay, nhằm phục vụ việc thiết lập cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu, từ đạt Mục tiêu nghiên cứu: Bài nghiên cứu thực với mục tiêu xác định t to nhân tố ảnh hưởng đến định lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty ng cổ phần Việt Nam hi ep Câu hỏi nghiên cứu: w (1) Các nhân tố kỳ hạn tài sản, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, hiệu n lo suất sử dụng tài sản, biến động thu nhập, khả khoản, đòn bẩy ad tài chính, khả tiếp cận thị trường trái phiếu thuế có tác động đến y th kỳ hạn nợ công ty cổ phần Việt Nam? ju yi (2) Nếu nhân tố có tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ quy mơ xu pl al hướng tác động nào? n ua (3) Tác động nhân tố lên cấu trúc kỳ hạn nợ có khác biệt va công ty không bị hạn chế tiếp cận nguồn tài cơng ty bị hạn n chế tiếp cận nguồn tài khơng? fu Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu ll oi m 1.3 nh Đối tượng nghiên cứu: cấu trúc kỳ hạn nợ nhân tố tác động at đến cấu trúc kỳ hạn nợ kỳ hạn tài sản, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, Hiệu z z suất sử dụng tài sản, biến động thu nhập, khả khoản, đòn bẩy, khả ht vb tiếp cận thị trường trái phiếu thuế jm k Phạm vi nghiên cứu: Mẫu quan sát bao gồm 363 công ty niêm yết gm hai Sở giao dịch chứng khoán HoSE HNX giai đoạn 06 năm từ 2009 – Phƣơng pháp nghiên cứu n a Lu 1.4 om âm 01 năm 06 năm nghiên cứu l.c 2014 Trong đó, loại trừ cơng ty tài chính, cơng ty có lợi nhuận sau thuế (1) Thống kê mơ tả biến nghiên cứu y nhân tố lên cấu trúc kỳ hạn nợ công ty cổ phần niêm yết tại, gồm: te re trên, luận văn sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để kiểm định tác động n va Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu đạt mục tiêu nghiên cứu nêu (2) Kiểm định Wilcoxon: Kiểm định khác biệt trung bình nhóm mẫu t to sau phân chia mẫu thành nhóm theo tiêu chí khả tiếp cận nguồn ng tài cơng ty hi ep (3) Hồi quy theo mơ hình Tobit hiệu ứng cố định cho toàn mẫu nhóm mẫu: kiểm định nhân tố ảnh hưởng đến kỳ hạn nợ w n 1.5 Những đóng góp đề tài lo ad Thứ nhất, nghiên cứu đóng góp vào hệ thống sở lý luận việc lựa ju y th chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty Việt Nam nói riêng, thị trường tài yi kinh tế nói chung, vốn chưa có nhiều nghiên cứu pl al Thứ hai, thông qua kết nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam, tác giả n ua tìm thấy chứng có tác động có ý nghĩa thống kê nhân tố nội va công ty lên kỳ hạn nợ bao gồm: quy mô công ty, kỳ hạn tài sản, khả n khoản, địn bẩy tài chính, hiệu suất sử dụng tài sản, trái phiếu phát hành, độ biến fu ll động lợi nhuận Theo đó, với cơng ty Việt Nam vào tình hình nội m oi để định cấu trúc kỳ hạn nợ phù hợp nhằm phân bổ nguồn tài trợ từ nợ z z Cấu trúc nghiên cứu at 1.6 nh đạt hiệu cao om l.c n a Lu n va Chương 5: Kết luận Chương 4: Kết nghiên cứu gm Chương 3: Phương pháp nghiên cứu k Chương 2: Lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm jm Chương 1: Giới thiệu ht vb Bài nghiên cứu chia thành phần sau y te re t to ng hi ep VNM CTCP Sữa Việt Nam 351 VNS CTCP Ánh Dương Việt Nam VNT CTCP Giao Nhận Vận Tải Ngoại Hoạt động dịch vụ liên quan đến vận Thương tải 350 w n 352 lo ad 353 VNG Thực phẩm - Đồ uống - Thuốc Vận chuyển khách đường - Hệ thống trạm dừng Dịch vụ lưu trú CTCP Bao Bì Dầu Thực Vật Sản phẩm giấy in ấn y th CTCP Du Lịch Golf Việt Nam VPK 355 VSC 356 VSH CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn - Sông Sản xuất phân phối điện Hinh 357 VSI CTCP Đầu Tư & Xây Dựng Cấp Xây dựng Thoát Nước 358 VTB CTCP Vietronics Tân Bình 359 VTF CTCP Thức Ăn Chăn Nuôi Việt Thực phẩm - Đồ uống - Thuốc Thắng 360 VTO CTCP Vận Tải Xăng Dầu Vitaco 361 VTV CTCP VICEM Vật Tư Vận Tải Xi Bán buôn Măng 362 VXB CTCP Vật Liệu Xây Dựng Bến Tre Kim loại sản phẩm từ khoáng phi kim loại 363 WCS CTCP Bến Xe Miền Tây Dịch vụ khác (Giặt ủi, trang điểm, giúp việc,…) ju 354 Hoạt động dịch vụ liên quan đến vận tải yi CTCP Container Việt Nam pl n ua al n va ll fu Thiết bị điện - Điện tử - Viễn thông oi m at nh Vận tải đường thủy z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng hi Phụ lục 2: Kiểm định Wilcoxon cho mẫu phân theo quy mô công ty  Biến DM ep w Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test n obs rank sum expected 1089 1089 955987 1416944 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 lo GroupSZ ad ju y th yi pl 2.153e+08 -2473123.5 n ua al unadjusted variance adjustment for ties 2.129e+08 n va adjusted variance ll fu Ho: DM(GroupSZ==0) = DM(GroupSZ==1) z = -15.797 Prob > |z| = 0.0000 oi m nh at  Biến AM z z ht vb Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test obs rank sum expected 1089 1089 1028612 1344319 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 om n a Lu n va y te re Ho: AM(GroupSZ==0) = AM(GroupSZ==1) z = -10.757 Prob > |z| = 0.0000 2372931 l.c 2.153e+08 gm adjusted variance 2.153e+08 -4894.4972 k unadjusted variance adjustment for ties jm GroupSZ th t to ng hi ep  Biến SZ Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test w n obs rank sum expected 1089 1089 593505 1779426 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 lo GroupSZ ad ju y th yi pl unadjusted variance adjustment for ties ua al 2.153e+08 -1859.7289 2.153e+08 n adjusted variance va n Ho: SZ(GroupSZ==0) = SZ(GroupSZ==1) z = -40.407 Prob > |z| = 0.0000 ll fu oi m nh  Biến GR at Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test z z obs rank sum 1089 1089 1165919.5 1207011.5 combined 2178 2372931 expected 1186465.5 1186465.5 k jm ht vb GroupSZ n n va y te re th  Biến TO a Lu Ho: GR(GroupSZ==0) = GR(GroupSZ==1) z = -1.400 Prob > |z| = 0.1615 om 2.153e+08 l.c adjusted variance 2.153e+08 -1258.4528 gm unadjusted variance adjustment for ties 2372931 t to ng Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test hi ep obs rank sum expected 1089 1089 1324407.5 1048523.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 GroupSZ w n lo ad y th 2.153e+08 -16843.108 ju unadjusted variance adjustment for ties yi pl adjusted variance 2.153e+08 ua al n Ho: TO(GroupSZ==0) = TO(GroupSZ==1) z = 9.400 Prob > |z| = 0.0000 n va ll fu oi m  Biến VOL at nh Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test obs rank sum 1089 1089 1264564 1108367 combined 2178 2372931 expected z GroupSZ z om n a Lu n va Ho: VOL(GroupSZ==0) = VOL(GroupSZ==1) z = 5.322 Prob > |z| = 0.0000 l.c 2.153e+08 gm 2.153e+08 -3757.3501 2372931 k jm ht adjusted variance vb unadjusted variance adjustment for ties 1186465.5 1186465.5 y te re th t to ng  Biến CR hi ep Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test obs rank sum expected 1089 1089 1360864.5 1012066.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 w GroupSZ n lo ad ju y th yi 2.153e+08 -8530.4166 pl unadjusted variance adjustment for ties ua al adjusted variance 2.153e+08 n va n Ho: CR(GroupSZ==0) = CR(GroupSZ==1) z = 11.885 Prob > |z| = 0.0000 ll fu oi m nh  Biến LER at Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test z z obs rank sum 1089 1089 957097 1415834 combined 2178 2372931 expected 1186465.5 1186465.5 k jm ht vb GroupSZ n n va y te re  Biến TAX a Lu Ho: LER(GroupSZ==0) = LER(GroupSZ==1) z = -15.632 Prob > |z| = 0.0000 om 2.153e+08 l.c adjusted variance 2.153e+08 -42631.699 gm unadjusted variance adjustment for ties 2372931 th t to ng Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test hi ep obs rank sum expected 1089 1089 1182925.5 1190005.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 GroupSZ w n lo ad y th 2.153e+08 -694782 ju unadjusted variance adjustment for ties yi 2.146e+08 pl adjusted variance al n ua Ho: TAX(GroupSZ==0) = TAX(GroupSZ==1) z = -0.242 Prob > |z| = 0.8091 n va ll fu oi m nh  Biến BOND at Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test z obs rank sum 1089 1089 1142449.5 1230481.5 combined 2178 2372931 expected z GroupSZ k jm ht vb 1186465.5 1186465.5 n a Lu n va Ho: BOND(GroupSZ==0) = BOND(GroupSZ==1) z = -8.745 Prob > |z| = 0.0000 om 25334755 l.c adjusted variance 2.153e+08 -1.900e+08 gm unadjusted variance adjustment for ties 2372931 y te re th Phụ lục 3: Kiểm định Wilcoxon cho mẫu phân theo khả tiếp cận thị trƣờng vốn t to ng  Biến DM hi ep Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test w n obs rank sum expected 2089 89 2210122 162809 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 lo GroupAC ad ju y th yi pl unadjusted variance adjustment for ties ua al 33760155 -387720.26 33372435 n adjusted variance va n Ho: DM(GroupAC==0) = DM(GroupAC==1) z = -11.398 Prob > |z| = 0.0000 ll fu oi m nh at  Biến AM z z ht vb Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test obs rank sum 2089 89 2227500.5 145430.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 n a Lu n va y te re th  Biến SZ om Ho: AM(GroupAC==0) = AM(GroupAC==1) z = -8.341 Prob > |z| = 0.0000 l.c 33759388 gm adjusted variance 33760155 -767.32752 k unadjusted variance adjustment for ties expected jm GroupAC t to ng hi Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test ep obs rank sum expected 2089 89 2205036.5 167894.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 w GroupAC n lo ad y th ju unadjusted variance adjustment for ties yi 33760155 -291.55623 pl 33759863 ua al adjusted variance n Ho: SZ(GroupAC==0) = SZ(GroupAC==1) z = -12.207 Prob > |z| = 0.0000 n va ll fu oi m  Biến GR at nh z z Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test vb rank sum 2089 89 2280349.5 92581.5 combined 2178 2372931 om n a Lu n va y te re Ho: GR(GroupAC==0) = GR(GroupAC==1) z = 0.755 Prob > |z| = 0.4505 2372931 l.c 33759958 2275965.5 96965.5 k adjusted variance 33760155 -197.29207 jm unadjusted variance adjustment for ties expected gm obs ht GroupAC th  Biến TO t to ng Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test hi ep obs rank sum expected 2089 89 2326332.5 46598.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 GroupAC w n lo ad y th ju unadjusted variance adjustment for ties 33760155 -2640.5532 yi pl adjusted variance 33757514 ua al n Ho: TO(GroupAC==0) = TO(GroupAC==1) z = 8.669 Prob > |z| = 0.0000 n va ll fu m oi  Biến VOL at nh Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test obs rank sum 2089 89 2268619 104312 combined 2178 2372931 expected z GroupAC z om n a Lu n va y te re Ho: VOL(GroupAC==0) = VOL(GroupAC==1) z = -1.264 Prob > |z| = 0.2061 l.c 33759566 2372931 gm 33760155 -589.05298 k jm ht adjusted variance vb unadjusted variance adjustment for ties 2275965.5 96965.5 th  Biến CR t to ng Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test hi ep obs rank sum expected 2089 89 2269576.5 103354.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 GroupAC w n lo ad y th 33760155 -1337.3434 ju unadjusted variance adjustment for ties yi pl 33758818 ua al adjusted variance n Ho: CR(GroupAC==0) = CR(GroupAC==1) z = -1.100 Prob > |z| = 0.2715 n va ll fu oi m at nh  Biến LER z Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test z vb 2089 89 2264460.5 108470.5 combined 2178 2372931 n 33753471 a Lu 33760155 -6683.5211 2372931 om adjusted variance jm unadjusted variance adjustment for ties 2275965.5 96965.5 l.c expected gm rank sum k obs ht GroupAC y te re th  Biến TAX n va Ho: LER(GroupAC==0) = LER(GroupAC==1) z = -1.980 Prob > |z| = 0.0477 t to ng Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test hi ep obs rank sum expected 2089 89 2277540.5 95390.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 GroupAC w n lo ad y th ju unadjusted variance adjustment for ties yi 33760155 -108923.41 pl 33651232 ua al adjusted variance n Ho: TAX(GroupAC==0) = TAX(GroupAC==1) z = 0.272 Prob > |z| = 0.7860 n va ll fu oi m nh at  Biến BOND z z Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test 2089 89 2183005 189926 combined 2178 2372931 n va 3971818.5 n adjusted variance a Lu 33760155 -29788336 2372931 om unadjusted variance adjustment for ties 2275965.5 96965.5 l.c expected gm rank sum k obs jm ht vb GroupAC y th Phụ lục 4: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định toàn mẫu quan sát te re Ho: BOND(GroupAC==0) = BOND(GroupAC==1) z = -46.645 Prob > |z| = 0.0000 t to ng Tobit regression hi Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 ep Log likelihood = -157.84923 = = = = 1815 459.44 0.0000 0.5927 w n Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0475275 0004071 015776 -.0905813 -.0664267 580724 -.0201438 0923784 -.5565245 lo DM Std Err ad ju y th yi pl n ua al P>|t| 11.09 0.97 6.07 -8.89 -1.25 2.73 -3.91 5.36 -9.64 0.000 0.331 0.000 0.000 0.211 0.006 0.000 0.000 0.000 [95% Conf Interval] 0391253 -.0004147 0106801 -.1105588 -.1705183 1640783 -.0302379 0585594 -.6697838 0559297 001229 0208719 -.0706039 0376649 9973697 -.0100496 1261973 -.4432652 2063076 2227039 n va 0042841 000419 0025983 010186 0530734 2124358 0051467 0172433 0577477 t fu /sigma 2145057 00418 ll m oi Phụ lục 5: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mơ cơng ty a) Nhóm công ty lớn at nh tobit DM SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1, ll(0) ul(1) z z Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = jm ht vb Tobit regression Log likelihood = -15.094908 873 178.77 0.0000 0.8555 k 2080081 2302552 th left-censored observations at DM|t| a Lu 026638 0004142 0154842 -.1579564 -.0433234 7309939 -.0171934 041861 -.174842 t om SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons Obs summary: Std Err l.c Coef gm DM t to ng Tobit regression hi Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 ep Log likelihood = -116.8399 = = = = 863 98.23 0.0000 0.2959 w n Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0417041 0000925 015519 -.0468034 -.1554602 731139 -.022882 1457076 -.5516519 lo DM Std Err ad ju y th yi pl n ua al 4.15 0.18 3.47 -3.79 -1.88 0.85 -2.79 5.26 -4.58 0.000 0.859 0.001 0.000 0.060 0.395 0.005 0.000 0.000 [95% Conf Interval] 0220009 -.0009277 0067377 -.0710346 -.3177103 -.9545254 -.0389559 0912863 -.7880658 0614073 0011126 0243003 -.0225722 00679 2.416804 -.0068081 200129 -.315238 1877397 2125181 0063122 n 2001289 P>|t| va /sigma 0100386 0005198 004474 0123456 082665 8588312 0081895 0277272 1204508 t ll fu m oi Phụ lục 6: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo khả tiếp cận thị trƣờng vốn a) Nhóm cơng ty có khả tiếp cận thị trƣờng vốn cao at nh z Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = z Tobit regression ht vb 24.689717 k jm Log likelihood = 58 21.89 0.0051 -0.7965 Std Err .1875655 y 1286042 0934831 0047845 0153546 -.0375212 6264272 2882762 0429119 1166207 1487391 te re 0146775 0209111 -.0007211 -.0197728 -.4249395 -.2255603 -1.152053 -.0978435 -.0252455 -1.021676 n 1580849 0.003 0.145 0.802 0.020 0.349 0.234 0.437 0.202 0.140 va /sigma 3.17 1.48 -0.25 -2.40 0.95 -1.20 -0.78 1.29 -1.50 n 0180657 0013706 0087444 0964418 2120892 3585479 0350389 0353154 2913569 [95% Conf Interval] a Lu 0571971 0020317 -.0022091 -.2312303 2004334 -.4318884 -.0274658 0456876 -.4364685 P>|t| om SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons t l.c Coef gm DM th b) Nhóm cơng ty có khả tiếp cận thị trƣờng vốn thấp t to ng Tobit regression hi Number of obs LR chi2(7) Prob > chi2 Pseudo R2 ep Log likelihood = -161.10362 = = = = 1714 335.96 0.0000 0.5104 w n Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0417852 0003631 0168757 -.0834202 -.0656494 -.0207642 1171938 -.5154022 lo DM Std Err t ad ju y th yi pl n ua al [95% Conf Interval] 9.25 0.84 6.31 -8.16 -1.20 0.000 0.400 0.000 0.000 0.231 0329268 -.0004829 0116291 -.1034776 -.1731056 0506437 0012091 0221222 -.0633627 0418068 -3.95 6.15 -8.59 0.000 0.000 0.000 -.0310866 0798359 -.6331076 -.0104418 1545518 -.3976968 2047824 2217441 n va 0045165 0004313 002675 0102263 0547867 (omitted) 0052629 019047 0600123 P>|t| 2132633 004324 ll fu /sigma m oi Phụ lục 7: Kết hồi quy hiệu ứng cố định FEM toàn mẫu Number of obs Number of groups at z within = 0.0884 between = 0.0862 overall = 0.0865 = = 1815 363 Obs per group: = avg = max = 5.0 z R-sq: nh Fixed-effects (within) regression Group variable: Firmnumeric ht vb F(8,1444) Prob > F = = jm corr(u_i, Xb) = 0.0179 17.49 0.0000 k Std Err t sigma_u sigma_e rho 17720414 08800213 80216528 (fraction of variance due to u_i) l.c -.0302428 -.0004103 0031583 -.0589223 -.0648104 -.4682247 -.0501444 0852404 -.2082758 0201781 0002936 0098806 -.0074261 0496511 1479341 -.0117359 1282948 398595 n va 0128519 0001794 0017135 013126 0291754 1570545 0097901 0109743 1546871 n -.0050324 -.0000583 0065194 -.0331742 -.0075797 -.1601453 -.0309401 1067676 0951596 a Lu SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0.695 0.745 0.000 0.012 0.795 0.308 0.002 0.000 0.539 [95% Conf Interval] om Coef -0.39 -0.33 3.80 -2.53 -0.26 -1.02 -3.16 9.73 0.62 P>|t| gm DM y te re th t to ng hi Phụ lục 8: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM ep w Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n lo ad H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i y th 1.0e+07 0.0000 ju chi2 (363) = Prob>chi2 = yi pl Phụ lục 9: Kết kiểm định tự tƣơng quan cho mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM ua al n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 362) = 189.163 Prob > F = 0.0000 n va ll fu oi m 10 Phụ lục 10: Kết kiểm định mơ hình GLS generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels z z Coefficients: Panels: Correlation: at nh Cross-sectional time-series FGLS regression vb 363 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 = = = = = k jm ht Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.7653) 0198068 -.0001106 0032098 -.0407964 -.0561763 2078906 -.0161221 0040987 -.2968225 0292635 0001337 007991 -.025511 -.0007558 8871647 -.00486 0447576 -.1854366 th 0.000 0.852 0.000 0.000 0.044 0.002 0.000 0.019 0.000 y 10.17 0.19 4.59 -8.50 -2.01 3.16 -3.65 2.36 -8.49 [95% Conf Interval] te re 0024125 0000623 0012197 0038994 0141381 1732874 002873 0103724 0284153 P>|z| n 0245352 0000116 0056004 -.0331537 -.0284661 5475277 -.0104911 0244282 -.2411296 z va SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons Std Err n Coef a Lu DM om l.c gm 1815 363 366.55 0.0000