(Luận văn) mối quan hệ giữa quản trị công ty và bất cân xứng thông tin, nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo NGUYỄN ANH TUẤN ad ju y th yi pl n ua al MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ n va BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN fu ll NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN oi m at nh THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM z z ht vb jm k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm n a Lu n va y te re TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep - w n lo NGUYỄN ANH TUẤN ad ju y th yi MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ pl al n ua BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN va n NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN ll fu oi m THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁNVIỆT NAM at nh z z ht vb CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG k jm gm MÃ SỐ: 60340201 n a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC om l.c LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va TS TRẦN THỊ HẢI LÝ y te re TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 LỜI CAM ĐOAN t to ng hi ep Tơi xin cam đoan luận văn tơi nghiên cứu thực hiện, số liệu thông tin sử dụng luận văn có nguồn gốc trung thực phép công bố w n lo ad ju y th TP Hồ Chí Minh, ngày tháng 10 năm 2015 yi pl n ua al n va Nguyễn Anh Tuấn ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG BÌA PHỤ ng hi LỜI CẢM ĐOAN ep MỤC LỤC w n LỜI CAM ĐOAN lo ad DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT y th ju DANH MỤC BẢNG yi pl DANH MỤC HÌNH n ua al TÓM TẮT n va Chương - GIỚI THIỆU fu ll 1.1 Mục tiêu nghiên cứu oi m 1.2 Câu hỏi nghiên cứu nh at 1.3 Đối tượng nghiên cứu z z ht vb 1.4 Phạm vi nghiên cứu k jm 1.5 Kết cấu đề tài .3 l.c gm Chương - CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết om Lý thuyết đại diện 2.1.2 Lý thuyết bên hữu quan (Stakeholder) 2.1.3 Lý thuyết quản trị công ty 2.1.4 Hệ thống quản trị công ty 12 2.1.5 Lý thuyết bất cân xứng thông tin 14 an Lu 2.1.1 n va ey t re 2.2 Bằng chứng thực nghiệm quản trị công ty bất cân xứng thông tin 18 t to 2.3 Cơ chế quản trị công ty bất cân xứng thông tin 20 ng hi Qui mô, cấu hội đồng quản trị bất cân xứng thông tin 20 2.3.2 Chính sách lương thưởng bất cân xứng thông tin 21 ep 2.3.1 w n Cấu trúc sở hữu bất cân xứng thông tin 22 lo 2.3.3 ad Các chủ nợ lớn bất cân xứng thông tin .24 y th 2.3.4 ju Chương - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 27 yi pl 3.1 Giả thiết nghiên cứu 27 ua al n 3.2 Đo lường mức độ bất cân xứng thông tin 29 va n 3.3 Đo lường chất lượng quản trị công ty 32 ll fu oi m 3.4 Mơ hình 35 at nh 3.5 Dữ liệu 38 z Chương - KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 z vb 4.1 Phân tích thống kê mơ tả 41 jm ht 4.2 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến 43 k gm 4.2.1 Phân tích nhân tố ma trận tương quan biến đo lường l.c bất cân xứng thông tin với biến COMPOSITE 43 om Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến 45 4.2.3 Kiểm định đa cộng tuyến .47 an Lu 4.2.2 ey (2003) 49 t re 4.4 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) Drukker n va 4.3 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000) .48 4.5 Phân tích kết hồi quy GMM 50 t to Chương - KẾT LUẬN 57 ng hi 5.1 Kết luận chung từ nghiên cứu 57 ep 5.2 Hạn chế luận văn hướng nghiên cứu .58 w n Hạn chế luận văn .58 lo 5.2.1 ad Hướng nghiên cứu 59 ju y th 5.2.2 TÀI LIỆU THAM KHẢO yi pl PHỤ LỤC 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 CHỮ VIẾT TẮT t to hi ep IFC International Finance Corporate – Tổ chức Tài Quốc tế Organisation for Economic Cooperation and Development – Corporate Governance – Quản trị công ty w ng CG n lo OECD ad Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế yi Sở giao dịch chứng khốn TP Hồ Chí Minh pl Tỷ suất sinh lợi ua al TSSL Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội ju HOSE y th HNX Giám đốc điều hành HĐQT Hội đồng quản trị n CEO n va fu ll ASEAN Capital Markets Forum – Diễn đàn thị trường vốn nh Asia Development Bank – Ngân hàng phát triển châu Á at ADB oi ASEAN m ACMF z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG t to Bảng 2.3.1: Bảng tóm tắt khảo lược nghiên cứu mối quan hệ chế quản trị ng hi công ty bất cân xứng thông tin 25 ep Bảng 3.2.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 31 w Bảng 3.3.1: Định nghĩa biến kỳ vọng dấu 34 n lo Bảng 3.5.1: Nguồn liệu biến quan sát 39 ad y th Bảng 4.1.1: Thống kê mơ tả biến mơ hình 41 ju Bảng 4.2.1: Phân tích nhân tố 44 yi pl Bảng 4.2.2: Kết ma trận tự tương quan biến đến biến COMPOSITE 44 al n ua Bảng 4.2.3: Kết ma trận tự tương quan 46 va Bảng 4.2.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai 47 n Bảng 4.3.1: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình 48 ll fu oi m Bảng 4.4.1: Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình 49 at nh Bảng 4.5.1: Kết hồi quy phương trình lựa chọn (1) .51 Bảng 4.5.2: Kết hồi quy mối quan hệ quản trị công ty bất cân xứng thông z z tin – phương trình (2) 53 k jm ht vb l.c gm DANH MỤC HÌNH om Hình 2.1.1: Hệ thống quản trị cơng ty cổ phần 13 an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to Luận văn nhằm khám phá mối quan hệ quản trị công ty với bất cân xứng thông ng tin Sử dụng mẫu bao gồm khoảng 40 công ty niêm yết sàn giao dịch chứng hi ep khốn Hà Nội thành phố Hồ Chí Minh, từ năm 2011 đến năm 2013 với điều kiện chọn lọc định nguồn liệu thu thập công phu đáng tin cậy Tác giả w n tiến hành kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan với phần lo ad dư liệu bảng thu thập Ngoài ra, mối quan hệ quản trị công ty bất cân y th xứng thơng tin bị nhiễu sai lệch tự lựa chọn mẫu (self-selection bias) Do đó, ju tác giả tiến hành khắc phụcvấn đề mơ hình phương pháp Heckman yi pl (1979) Sau đó, tác giả thực hồi quy mơ hình phương pháp GMM để khắc ua al phục khuyết tật mơ hình với biến phụ thuộc số đo lường bất cân n xứng thông tin (SPREAD, VOLATILITY, TRADE VOLUME, TRADE VALUE va n COMPOSITE), biến độc lập đại diện cho quản trị công ty (INDEPENDENCE, fu ll FEMALE, ATTENDANCE, BOARD MEETS, STOCK COMPENSATION, BIG m oi OWN, DEBT RATIO MARKET VALUE), chia chúngthành nhóm bao gồm at nh cấu hội đồng quản trị, hoạt động hội đồng quản trị, sách lương thưởng & z quyền sở hữu tập trung, tài trợ nợ để nghiên cứu mối quan hệ quản trị công ty z ht vb bất cân xứng thông tin jm Kết nghiên cứu cho thấy rằng, với chế quản trị cơng ty khuyến khích k gia tăng việc giám sát nhà quản lý làm giảm bất cân xứng thơng tin Cụ thể, tính độc lập gm l.c hội đồng quản trị cao, hội đồng quản trị động bất cân xứng thông tin (được phản ánh thông qua chênh lệch giá giao dịch (bid-ask spread), biến động tỷ om suất sinh lợi, khối lượng giao dịch cổ phần thường giá trị giao dịch cổ phiếu) an Lu giảm Vì thế, với chế quản trị cơng ty gia tăng giám sát nhà quản lý ey dịch t re Từ khóa: quản trị cơng ty, bất cân xứng thông tin, lý thuyết đại diện, chênh lệch giá giao n va dẫn đến việc cải thiện môi trường thông tin doanh nghiệp Chương - GIỚI THIỆU t to Sau thập kỷ hình thành phát triển thị trường chứng khốn Việt Nam ng hi dần vào hoạt động ổn định chuyên nghiệp Sự đời thị trường ep chứng khốn Việt Nam khơng có ý nghĩa quan trọng q trình hồn thiện w hệ thống thị trường tài mà cịn góp phần làm lành mạnh hóa thị trường đầu tư, n lo tạo thuận lợi kênh dẫn vốn cho doanh nghiệp, đáp ứng nhu cầu vốn cho ad y th kinh tế không ngừng chuyển đổi vận hành theo chế thị trường Bên cạnh ju thuận lợi thành tựu đạt được, thị trường chứng khốn cịn nhiều vấn đề yi pl tồn cần phải khắc phục để phát triển bền vững Điển hình vấn đề al n ua hệ thống pháp luật chưa bao quát, sách điều hành cịn mang tính mệnh lệnh n va hành chính, hành vi giao dịch nhà đầu tư cịn mang tính bầy đàn cao, sở ll fu hạ tầng phục vụ thị trường chưa đáp ứng nhu cầu phát triển…vv đặc biệt oi m mức độ minh bạch thơng tin cịn thấp Đối với thị trường chứng khốn cịn at nh Việt Nam, mà nguồn thông tin thống chưa nhiều, số liệu z thống kê thông tin kinh tế vi mô vĩ mơ cịn chưa đầy đủ, nhà đầu tư có z ht vb thể chủ yếu dựa vào báo cáo mà doanh nghiệp niêm yết công bố để đưa jm định đầu tư Tuy nhiên, với nhiều bất cập cịn tồn hoạt động cơng bố thông k tin doanh nghiệp niêm yết, mức độ tin cậy báo cáo nàyđến đâu…vv tất gm l.c liệu có giúp nhà đầu tư có thơng tin xác đầy đủ để đưa định om đầu tư hay khơng cịn câu hỏi bỏ ngỏ Một nguyên nhân quan an Lu trọng làm cho thị trường thất bại tình trạng bất cân xứng thơng tin công ty niêm yết nhà đầu tư Bất cân xứng thông tin làm cho bên giao dịch không ey t re cung cầu ảo, thị trường bong bóng tiềm ẩn nguy sụp đổ thị trường n va có thơng tin đầy đủ, xác kịp thời từ dẫn đến lựa chọn bất lợi, gây ad ju y th yi pl ua al Phụ lục 3: Ma trận tương quan n va female boardm~s attend~e n spread volati~y trade~me trade~ue indepe~e 1.0000 0.7290 -0.1145 0.1350 0.1476 0.2139 -0.0897 0.1806 0.0771 -0.0665 oi at z z vb 1.0000 -0.1524 0.0175 -0.1083 -0.0622 0.0673 -0.0072 -0.0617 1.0000 0.0662 0.1505 0.0086 -0.0680 0.2603 0.1219 1.0000 0.1021 0.3278 0.2688 0.0775 0.0073 k jm ht 1.0000 -0.1642 -0.0757 0.1709 0.2445 0.1783 0.2116 0.1278 -0.0186 nh 1.0000 -0.0692 -0.0159 0.0868 -0.2100 -0.0723 -0.1733 0.0662 -0.0892 -0.1891 -0.0414 m ll 1.0000 0.3054 0.1105 -0.0728 0.1202 -0.1055 -0.0996 0.0778 -0.1402 -0.2040 -0.2588 -0.0333 fu spread volatility tradevolume tradevalue independence female boardmeets attendance bigown debtratio marketvalue stockcompe~n bigown debtra~o market~e stockc~n 1.0000 -0.1018 0.0911 0.0920 0.0642 1.0000 0.3705 0.1593 0.0248 1.0000 0.0527 -0.0634 1.0000 0.1933 1.0000 om l.c gm an Lu va n y te re ac th si eg cd jg hg t to Phụ lục 4: Nhân tử phóng đại phương sai VIF ng reg spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio hi ep Source SS Model Residual df MS 106 2.68435445 1.30963519 162.98052 115 1.41722191 w 24.15919 138.82133 Number of obs F( 9, 106) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n Total = = = = = = 116 2.05 0.0407 0.1482 0.0759 1.1444 lo ad spread y th 9563115 1097053 1.340044 -.0004592 085322 008146 -.0164899 -.0000108 81004 -.1752423 Std Err ju independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef yi pl 1.51 0.12 1.75 -0.04 0.33 0.61 -2.22 -0.89 0.78 -0.12 n ua al 6340834 9169659 767238 0113361 2550067 0133098 0074149 0000121 1.039903 1.448343 t P>|t| [95% Conf Interval] 0.134 0.905 0.084 0.968 0.739 0.542 0.028 0.378 0.438 0.904 -.3008205 -1.708269 -.1810805 -.022934 -.4202536 -.0182419 -.0311906 -.0000348 -1.25167 -3.046723 2.213443 1.927679 2.861168 0220157 5908975 0345339 -.0017891 0000133 2.87175 2.696238 n va ll fu vif k jm ht 2.43 vb Mean VIF z 0.130711 0.303140 0.451455 0.466970 0.599534 0.674771 0.833905 0.837939 0.945242 z 7.65 3.30 2.22 2.14 1.67 1.48 1.20 1.19 1.06 at mills_ratio marketvalue bigown female debtratio boardmeets attendance stockcompe~n independence nh 1/VIF oi VIF m Variable om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5a: Kiểm định phương sai thay đổi t to xtreg spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe ng hi ep Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid within = 0.0581 between = 0.0098 overall = 0.0136 w F(9,67) Prob > F n corr(u_i, Xb) lo = -0.1864 ad spread Coef yi pl t 7990058 2.586521 5735232 028678 2618269 0331014 0124048 0000221 3.104851 3.560069 n [95% Conf Interval] 0.674 0.344 0.899 0.579 0.361 0.725 0.303 0.763 0.613 0.922 -1.256805 -2.696192 -1.071822 -.0412613 -.2816114 -.0543955 -.0376431 -.0000374 -4.621315 -7.456421 1.93284 7.629244 1.217692 0732219 7636058 0777459 0118773 0000507 7.773304 6.755434 n ll F(39, 67) = fu (fraction of variance due to u_i) 11.83 Prob > F = 0.0000 m oi xttest3 z z k jm ht vb 1.6e+29 0.0000 at H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i nh Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (40) = Prob>chi2 = 0.46 0.8967 va F test that all u_i=0: ua 1.1408651 5125119 83207936 P>|t| 0.42 0.95 0.13 0.56 0.92 0.35 -1.04 0.30 0.51 -0.10 al sigma_u sigma_e rho 3380172 2.466526 0729352 0159803 2409972 0116752 -.0128829 6.68e-06 1.575995 -.3504936 ju y th independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Std Err = = om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5b: Kiểm định phương sai thay đổi t to xtreg volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe ng hi ep Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid within = 0.1790 between = 0.0259 overall = 0.0281 w F(9,67) Prob > F = -0.8599 n corr(u_i, Xb) = = 1.62 0.1264 lo ad Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons -.0011591 -.006638 -.0234313 -.000464 -.0000251 -.0002837 -.0000934 -1.62e-07 000289 0600715 yi pl t 010445 0338123 0074974 0003749 0034227 0004327 0001622 2.88e-07 0405882 046539 0.912 0.845 0.003 0.220 0.994 0.514 0.567 0.577 0.994 0.201 -.0220074 -.0741277 -.0383961 -.0012123 -.0068569 -.0011474 -.0004171 -7.38e-07 -.0807254 -.0328208 0196892 0608516 -.0084664 0002843 0068067 00058 0002303 4.14e-07 0813033 1529638 va fu F(39, 67) = n (fraction of variance due to u_i) 1.37 Prob > F = 0.1297 ll z z k jm ht vb 1.5e+31 0.0000 at H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i nh Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m xttest3 chi2 (40) = Prob>chi2 = [95% Conf Interval] n F test that all u_i=0: ua 01004275 00669982 69201204 P>|t| -0.11 -0.20 -3.13 -1.24 -0.01 -0.66 -0.58 -0.56 0.01 1.29 al sigma_u sigma_e rho Std Err ju y th volatility om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5c: Kiểm định phương sai thay đổi t to xtreg tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.0990 between = 0.0617 overall = 0.0656 w corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.1855 = = 0.82 0.6015 n lo tradevolume ad -.0000523 -.0001245 0000933 -4.29e-07 -.0000256 -9.24e-07 1.30e-06 -1.98e-09 -.0002164 0022961 yi Std Err t 0000756 0002447 0000543 2.71e-06 0000248 3.13e-06 1.17e-06 2.09e-09 0002938 0003369 -.0002033 -.000613 -.000015 -5.85e-06 -.000075 -7.18e-06 -1.04e-06 -6.14e-09 -.0008028 0016237 0000986 000364 0002016 4.99e-06 0000239 5.33e-06 3.64e-06 2.19e-09 00037 0029685 va F(39, 67) = n (fraction of variance due to u_i) 296.69 Prob > F = 0.0000 n at nh 4.5e+26 0.0000 oi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i m Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ll fu xttest3 chi2 (40) = Prob>chi2 = 0.491 0.613 0.090 0.875 0.306 0.769 0.272 0.347 0.464 0.000 ua F test that all u_i=0: [95% Conf Interval] al 00052065 00004849 99139943 P>|t| -0.69 -0.51 1.72 -0.16 -1.03 -0.29 1.11 -0.95 -0.74 6.82 pl sigma_u sigma_e rho ju y th independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5d: Kiểm định phương sai thay đổi t to xtreg tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.1190 between = 0.0342 overall = 0.0555 w corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.1737 = = 1.01 0.4443 n lo tradevalue ad 234.996 -939.9139 483.8609 -4.939373 -64.92157 -11.90293 3.569597 -.0074775 -1278.196 8401.3 yi Std Err t 272.9975 883.7404 195.9565 9.798465 89.45875 11.30981 4.238381 0075381 1060.839 1216.374 -309.9092 -2703.867 92.73008 -24.49719 -243.482 -34.47741 -4.890247 -.0225237 -3395.64 5973.408 779.9012 824.0393 874.9916 14.61845 113.6388 10.67155 12.02944 0075687 839.2473 10829.19 va F(39, 67) = n (fraction of variance due to u_i) 726.33 Prob > F = 0.0000 n ll fu xttest3 at nh z 5.7e+28 0.0000 oi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i m Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (40) = Prob>chi2 = 0.392 0.291 0.016 0.616 0.471 0.296 0.403 0.325 0.232 0.000 ua F test that all u_i=0: [95% Conf Interval] al 3122.2471 175.11067 99686436 P>|t| 0.86 -1.06 2.47 -0.50 -0.73 -1.05 0.84 -0.99 -1.20 6.91 pl sigma_u sigma_e rho ju y th independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5e: Kiểm định phương sai thay đổi t to xtreg composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio, fe ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: codeid Number of obs Number of groups = = 116 40 R-sq: Obs per group: = avg = max = 2.9 within = 0.2457 between = 0.0969 overall = 0.1119 w corr(u_i, Xb) F(9,67) Prob > F = 0.2098 = = 2.42 0.0189 n lo composite ad -.002129 -.3032627 4922394 0034092 -.0481069 -.0008357 0035426 -2.57e-06 -.5816395 -.0285448 yi Std Err t 1736714 5622046 1246606 0062334 0569105 0071949 0026963 4.80e-06 6748685 7738142 -.3487786 -1.425428 2434157 -.0090328 -.1617008 -.0151968 -.0018393 -.0000121 -1.928683 -1.573084 3445205 8189023 741063 0158512 0654869 0135254 0089244 7.01e-06 7654036 1.515995 va F(39, 67) = n (fraction of variance due to u_i) 341.77 Prob > F = 0.0000 n at nh 2.0e+28 0.0000 oi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i m Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ll fu xttest3 chi2 (40) = Prob>chi2 = 0.990 0.591 0.000 0.586 0.401 0.908 0.193 0.594 0.392 0.971 ua F test that all u_i=0: [95% Conf Interval] al 1.2910314 11139925 99260958 P>|t| -0.01 -0.54 3.95 0.55 -0.85 -0.12 1.31 -0.53 -0.86 -0.04 pl sigma_u sigma_e rho ju y th independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 6: Kiểm định tự tương quan t to xtserial spread independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio ng hi ep Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 2.244 Prob > F = 0.1429 xtserial volatility independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio w n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 0.363 Prob > F = 0.5504 lo ad ju y th xtserial tradevolume independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio yi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 104.317 Prob > F = 0.0000 pl al n ua xtserial tradevalue independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio va n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 112.564 Prob > F = 0.0000 ll fu oi m xtserial composite independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio at nh z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = 9.750 Prob > F = 0.0035 z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 7a: Kết hồi quy t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 14 Wald chi2(9) = 20.08 Prob > chi2 = 0.028 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 75 38 1.97 w n Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue industrial consumerservices _cons 3.035993 -4.881616 -1.891595 0209643 -.0702799 -.0096386 -.0200758 3.23e-06 -1.466682 1.206572 2.026272 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lo g ad ju y th yi pl n ua al 1.152785 1.951238 1.498111 0089545 1396847 0239215 0112297 9.22e-06 6748887 4301335 1.691187 2.63 -2.50 -1.26 2.34 -0.50 -0.40 -1.79 0.35 -2.17 2.81 1.20 0.008 0.012 0.207 0.019 0.615 0.687 0.074 0.726 0.030 0.005 0.231 776576 -8.705973 -4.827839 0034137 -.3440569 -.0565238 -.0420856 -.0000148 -2.789439 3635254 -1.288393 5.29541 -1.05726 1.04465 0385148 2034972 0372466 0019339 0000213 -.1439244 2.049618 5.340937 va n Instruments for first differences equation Standard D.L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(boardmeets stockcompensation bigown) Instruments for levels equation Standard _cons L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(boardmeets stockcompensation bigown) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = k jm Prob > chi2 = 0.138 om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(3) = 5.51 (Not robust, but not weakened by many instruments.) ht vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = an Lu n va ey t re Phụ lục 7b: Kết hồi quy – biến SPREAD t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) = 54.58 Prob > chi2 = 0.000 = = = = = 75 38 1.97 w n Coef independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 2.56541 -6.238039 7488545 -.0968396 -.638584 0517076 062359 -.0001289 -9.142178 6.720832 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lo spread ad ju y th yi pl n ua al 1.661025 2.933352 7300319 0315092 3094598 0542313 0361037 0000313 2.130127 2.543189 1.54 -2.13 1.03 -3.07 -2.06 0.95 1.73 -4.12 -4.29 2.64 0.122 0.033 0.305 0.002 0.039 0.340 0.084 0.000 0.000 0.008 -.6901403 -11.9873 -.6819817 -.1585965 -1.245114 -.0545838 -.0084029 -.0001903 -13.31715 1.736274 5.82096 -.4887747 2.179691 -.0350827 -.0320539 157999 133121 -.0000676 -4.967206 11.70539 va n Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(debtratio attendance stockcompensation independence) ll fu oi m at nh z z vb Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.137 k jm chi2 = chi2 = an Lu chi2 = chi2 = 0.596 0.101 om Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(1) = 0.28 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 13.32 Prob > iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: chi2(7) = 9.51 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 4.10 Prob > l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 13.60 (Not robust, but not weakened by many instruments.) ht Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.218 0.129 n va ey t re Phụ lục 7c: Kết hồi quy – biến VOLATILITY t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 19 Wald chi2(9) = 14.35 Prob > chi2 = 0.110 w n volatility lo ad independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef ju y th yi 0101068 -.0609518 0005039 -.0008941 -.0071418 0012191 0007698 -8.64e-07 -.0562251 046789 Std Err pl P>|z| 0.49 -1.69 0.06 -2.31 -1.88 1.83 1.73 -2.24 -2.14 1.49 75 38 1.97 [95% Conf Interval] 0.621 0.091 0.955 0.021 0.061 0.068 0.083 0.025 0.032 0.135 -.0299636 -.1317156 -.0171073 -.0016543 -.0146072 -.0000891 -.0001012 -1.62e-06 -.107612 -.0145626 0501772 0098121 0181151 -.000134 0003235 0025274 0016407 -1.09e-07 -.0048382 1081406 n ua al 0204444 0361047 0089855 0003878 0038089 0006675 0004444 3.85e-07 0262183 0313024 z = = = = = n va Instruments for first differences equation Standard D.(D.independence L.attendance) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(debtratio attendance stockcompensation independence) Instruments for levels equation Standard D.independence L.attendance _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(debtratio attendance stockcompensation independence) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = jm Prob > chi2 = 0.731 k Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 6.09 (Not robust, but not weakened by many instruments.) ht vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = l.c gm chi2 = chi2 = 0.822 0.643 chi2 = chi2 = 0.746 0.407 om an Lu Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(1) = 0.05 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 6.04 Prob > iv(D.independence L.attendance) Sargan test excluding group: chi2(7) = 4.29 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.80 Prob > n va ey t re Phụ lục 7d: Kết hồi quy – biến TRADE VOLUME t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 11 Wald chi2(8) = 187.70 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 75 38 1.97 w n tradevolume lo ad independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Coef ju y th yi 0008273 0019457 -.000485 0000206 -.0000799 0000112 -8.29e-06 1.20e-08 0021489 -.0001339 Std Err pl P>|z| 3.13 5.25 -0.73 3.79 -0.53 1.52 -1.40 1.83 2.93 -0.24 [95% Conf Interval] 0.002 0.000 0.467 0.000 0.594 0.128 0.162 0.067 0.003 0.808 000309 0012189 -.0017913 9.94e-06 -.0003739 -3.21e-06 -.0000199 -8.67e-10 0007121 -.0012152 0013456 0026725 0008213 0000312 000214 0000256 3.33e-06 2.49e-08 0035857 0009473 n ua al 0002644 0003708 0006665 5.42e-06 00015 7.36e-06 5.93e-06 6.59e-09 0007331 0005517 z va n Instruments for first differences equation Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = jm Prob > chi2 = k 0.680 om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(1) = 0.17 (Not robust, but not weakened by many instruments.) ht vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = an Lu n va ey t re Phụ lục 7e: Kết hồi quy – biến TRADE VALUE t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 12 Wald chi2(8) = 474.85 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 75 38 1.97 w n tradevalue Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lo ad ju y th yi pl 1748.018 906.9567 756.0872 57.52988 577.8338 35.295 -4.415282 0373942 4251.781 1050.51 n ua al independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons 769.1488 1074.053 1364.18 30.93369 353.8071 17.07634 27.94682 0194766 3300.71 1992.614 2.27 0.84 0.55 1.86 1.63 2.07 -0.16 1.92 1.29 0.53 0.023 0.398 0.579 0.063 0.102 0.039 0.874 0.055 0.198 0.598 240.5137 -1198.149 -1917.656 -3.099026 -115.6155 1.825989 -59.19004 -.0007792 -2217.492 -2854.942 3255.521 3012.063 3429.831 118.1588 1271.283 68.76402 50.35947 0755676 10721.05 4955.962 va n Instruments for first differences equation Standard D.(D.bigown L.boardmeets boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons D.bigown L.boardmeets boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets boardmeets) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.232 k om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(2) = 2.92 (Not robust, but not weakened by many instruments.) jm ht vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = an Lu n va ey t re Phụ lục 7f: Kết hồi quy – biến COMPOSITE t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi ep Group variable: codeid Time variable : year Number of instruments = 11 Wald chi2(8) = 238.05 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 75 38 1.97 w n composite lo Coef ad ju y th yi pl 9947183 2.500831 -.0807078 031471 -.2171842 0169805 -.0047782 0000223 2.804535 -3.72593 n ua al independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue mills_ratio _cons Std Err z 4351482 6102245 1.096737 0089218 2467901 0121139 009757 0000108 1.20632 907773 P>|z| 2.29 4.10 -0.07 3.53 -0.88 1.40 -0.49 2.05 2.32 -4.10 [95% Conf Interval] 0.022 0.000 0.941 0.000 0.379 0.161 0.624 0.040 0.020 0.000 1418434 1.304813 -2.230273 0139847 -.7008839 -.0067623 -.0239015 1.03e-06 4401912 -5.505133 1.847593 3.696849 2.068857 0489574 2665155 0407234 0143451 0000435 5.168878 -1.946728 va n Instruments for first differences equation Standard D.(L.bigown L.boardmeets) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(bigown boardmeets) Instruments for levels equation Standard _cons L.bigown L.boardmeets GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(bigown boardmeets) ll fu oi m at nh z z ht vb Pr > z = Pr > z = k Prob > chi2 = 0.185 om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(1) = 1.76 (Not robust, but not weakened by many instruments.) jm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = an Lu n va ey t re Phụ lục 8: Tính giá trị MILLS RATIO t to ng probit g independence female attendance boardmeets stockcompensation bigown debtratio marketvalue industrial consumerservices hi ep predict predicted_values, xb w n lo generate denominator = normal(predicted_values) ad y th ju generate numerator = normalden(predicted_values) yi pl generate mills_ratio = numerator/denominator ua al n generate denominator = normal(predicted_values) n va fu ll generate numerator = normalden(predicted_values) oi m at nh generate mills_ratio = numerator/denominator z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re