(Luận văn) tác động của cấu trúc sở hữu đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí minh

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad VÕ KHÁNH UYÊN ju y th yi pl ua al n TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT va n ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH fu ll CHỨNG KHỐN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH oi m at nh z z ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad VÕ KHÁNH UYÊN ju y th yi pl al n ua TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT n va ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH ll fu CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH oi m nh Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng at Hướng đào tạo: Hướng ứng dụng z z Mã số: 8340201 ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm n n va PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 t to LỜI CAM ĐOAN ng hi ep Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng tơi hướng dẫn khoa học PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các nội dung nghiên w cứu, kết đề tài trung thực chưa công bố hình thức n lo trước Những số liệu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá ad y th Tác giả thu thập từ nguồn khác có ghi rõ nguồn tài liệu ju Ngoài ra, luận văn sử dụng số nhận xét, đánh số liệu yi ua al gốc pl tác giả khác, quan tổ chức khác có trích dẫn thích nguồn n Nếu phát có gian lận tơi xin hồn toàn chịu trách nhiệm va n nội dung luận văn ll fu Tp HCM, Ngày 30 tháng 03 năm 2020 oi m Tác giả thực đề tài at nh z z ht vb jm VÕ KHÁNH UYÊN k om l.c gm n a Lu n va y te re t to MỤC LỤC ng hi TRANG PHỤ BÌA ep LỜI CAM ĐOAN w MỤC LỤC n lo ad DANH MỤC BẢNG y th TÓM TẮT ju ABSTRACT yi pl CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU .1 ua al 1.1 Vấn đề nghiên cứu n 1.2 Lý chọn đề tài va n 1.3 Mục tiêu nghiên cứu ll fu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu oi m 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu .5 nh 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu at 1.5 Phương pháp nghiên cứu .5 z z 1.6 Ý nghĩa đề tài vb ht 1.7 Kết cấu đề tài nghiên cứu jm k CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ CẤU TRÚC SỞ HỮU VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÔNG TY gm om l.c 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Hiệu hoạt động công ty .7 a Lu 2.2 Lý thuyết đại diện 10 n 2.3.1 Cấu trúc sở hữu hiệu hoạt động công ty 11 3.1 Quy trình nghiên cứu .20 y CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 te re 2.3.2 Các nghiên cứu Việt Nam .16 n va 2.3 Tổng quan nghiên cứu liên quan .11 3.1.1 Thống kê mô tả .20 t to 3.1.2 Phân tích tương quan 20 ng 3.1.3 Lựa chọn phương pháp xử lý liệu 21 hi ep 3.2 Xây dựng mơ hình nghiên cứu .22 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 28 w 3.3.1 Xác định mẫu nghiên cứu .28 n lo ad 3.3.2 Nguồn liệu nghiên cứu 29 y th 3.4 Quy trình thực nghiên cứu thực nghiệm 29 ju CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN .32 yi pl 4.1 Kiểm định tác động cấu trúc sở hữu tới hiệu hoạt động công ty niêm yết .32 ua al 4.1.1 Thống kê mô tả .32 n n va 4.1.2 Phân tích tương quan biến 33 ll fu 4.1.3 Kết ước lượng mơ hình 36 oi m 4.1.4 Tổng hợp kết hồi quy .43 nh CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 46 at 5.1 Kết luận 46 z z 5.2 Kiến nghị 46 vb k om l.c gm PHỤ LỤC jm TÀI LIỆU THAM KHẢO ht 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 47 n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG t to Bảng 3-1: Kỳ vọng dấu biến sở hữu tác động tới hiệu hoạt động ng công ty .27 hi ep Bảng 3-2: Định nghĩa biến mơ hình 27 Bảng 3-3: Nguồn liệu cho biến 29 w Bảng 4-1: Kết thống kê mô tả biến mẫu nghiên cứu 32 n lo Bảng 4-2: Hệ số tương qua biến 34 ad y th Bảng 4-3: Kết kiểm định hệ số VIF 35 ju Bảng 4-4: Kết hồi quy FGLS kiểm định tác động FOP tới ROA, yi pl ROE TQ 36 ua al Bảng 4-5: Kết hồi quy FGLS kiểm định tác động OC tới ROA, n ROE TQ 38 va n Bảng 4-6: Kết hồi quy FGLS kiểm định tác động SOP tới ROA, fu ll ROE TQ 39 oi m Bảng 4-7: Kết hồi quy FGLS kiểm định tác động IOP tới ROA, at nh ROE TQ 40 Bảng 4-8: Kết hồi quy FGLS kiểm định tác động INOP tới ROA, z z ROE TQ 41 vb ht Bảng 4-9: Kết hồi quy tổng hợp .43 k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to Bài nghiên cứu thực với mục tiêu phân tích ảnh hưởng cấu ng trúc sở hữu lên hiệu hoạt động công ty niêm yết sàn chứng khốn hi ep Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Tác giả sử dụng liệu công ty niêm yết sàn HOSE giai đoạn từ 2009-2018 Bên cạnh tác giả sử dụng w phương pháp hồi quy liệu bảng để lựa chọn phương pháp tối ưu để n lo đánh giá mối quan hệ Kết cho thấy tỷ lệ sở hữu tổ chức, tỷ lệ sở hữu ad y th cổ đông lớn tỷ lệ sở hữu nhà nước có tương quan dương với hiệu hoạt ju động công ty, bên cạnh tỷ lệ sở hữu cá nhân tỷ lệ sở hữu khác có yi pl tương quan âm với hiệu hoạt động cơng ty n … ua al Từ Khóa: Cấu trúc sở hữu, hiệu hoạt động, cơng ty niêm yết, địn bẩy tài 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 t to ABSTRACT The study was conducted with the objective of analyzing the impact of ng hi ownership structure on the performance of listed companies on the Ho Chi Minh ep Stock Exchange (HOSE) The author uses the data of companies listed on the w HOSE in the period from 2009-2018 Besides, the author uses the regression n lo methods of table data to select the most optimal method to evaluate this ad relationship The results show that the ownership ratio of the organization, the y th ju ownership ratio of large shareholders and the state ownership ratio are positively yi correlated with the performance of the company, in addition to that of individual pl ua al ownership and other ownership ratios are negatively correlated with the performance of the company n ll fu Leverage n va Keywords: Ownership structure, operational efficiency, the companies listed, oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU ng hi 1.1 Vấn đề nghiên cứu ep Thị trường chứng khoán ngày phát triển, số lượng công ty niêm yết w ngày nhiều cấu trúc sở hữu công ty niêm yết ngày đa dạng, n lo phức tạp Bên cạnh hình thức sở hữu Nhà nước, sở hữu tư nhân, kinh ad y th tế mở cửa ghi nhận vai trò quan trọng hình thức sở hữu tổ chức, sở hữu ju nước Mỗi thành phần sở hữu theo đuổi mục tiêu lợi ích khác yi pl có mối quan hệ khác với phủ, ngân hàng đối tác chiến ua al lược Do mà thành phần sở hữu có ảnh hưởng khác đến n định công ty qua tác động đến hiệu hoạt động công ty khác va n ll fu Nhiều nghiên cứu tìm thấy tác động tích cực sở hữu tổ chức đến hiệu oi m hoạt động công ty thông qua chế giám sát chặt chẽ Bởi cổ đơng at nh tổ chức có kinh nghiệm thị trường tài quản trị cơng ty nên việc sở hữu tổ chức làm công ty giám sát tốt hơn, làm giảm chi phí đại z z diện tăng hiệu hoạt động (Cornett et al., 2007; Chen et al., 2008; vb ht Elyasiani & Jia, 2010, Lin & Fu, 2017; Zhong et al., 2017) Tuy nhiên, số jm nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ tác động chiều ngắn hạn (Wahal, k gm 1996) ngược chiều (Pound, 1988; Hand, 1990), số nghiên cứu khác l.c lại khơng tìm thấy mối quan hệ sở hữu tổ chức hiệu hoạt động công ty om (Karpoff, Malatesta & Walkling, 1996; Duggal & Millar, 1999; Edwards & a Lu Nibler, 2000) n Cũng giống sở hữu tổ chức, sở hữu nước thu hút nhiều ý Kết nghiên cứu cho thấy, nhà đầu tư nước tham gia trực tiếp vào y hữu nhà đầu tư nước ảnh hưởng đến hiệu hoạt động te re quốc gia phát triển Nhiều nghiên cứu tập trung kiểm tra việc sở n va với tầm quan trọng ngày gia tăng thị trường chứng khốn việc quản trị cơng ty khơng giúp cơng ty tăng vốn mà cịn giúp cải thiện t to lực quản trị cạnh tranh (Chhibber et al., 1999; Douma et al., 2006; ng Aydin et al 2007; Li et al., 2011; Ghahroudi, 2011; Wang & Wang, 2015) Tuy hi ep nhiên, số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy nhà đầu tư nước đem lại ảnh hưởng tích cực cho cơng ty mà họ đầu tư, w lí thâu tóm (Afang et al., 2016) theo đuổi mục tiêu riêng (Phung & n lo ad Mishra, 2016) y th Ngoài ra, tổng thể chế quản trị công ty, yếu tố thuộc cấu trúc ju hoạt động hội đồng quản trị nhiều nhà nghiên cứu kinh tế quan tâm yi pl Các nghiên cứu gần vấn đề chế quản trị xem xét ảnh hưởng hội đồng ua al quản trị đến hiệu hoạt động công ty, đặc biệt công ty niêm yết n quy định công bố thông tin minh bạch thị trường chứng khốn va n Tóm lại, vấn đề nghiên cứu cấu trúc sở hữu hiệu hoạt động nhận ll fu nhiều quan tâm, đặc biệt quốc gia phát triển oi m Tuy nhiên, kết nghiên cứu thực nghiệm khác Luận văn at nh nghiên cứu mối quan hệ yếu tố thuộc cấu trúc sở hữu hiệu hoạt động công ty niêm yết Sở giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ z z Chí Minh giai đoạn 10 năm từ năm 2009 đến năm 2018 Nghiên cứu vb ht thực nhằm mục tiêu tìm hiểu mối quan hệ cấu trúc sở hữu hiệu jm hoạt động công ty niêm yết Các nghiên cứu chủ đề Việt Nam k gm nhiều tác giả thực năm gần đây, nghiên cứu cho l.c công ty Sở giao dịch giao dịch Chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh chưa om nhiều, trong sàn chứng khốn hoạt động sơi n thuật chủ đề Việt Nam a Lu Do vậy, đóng góp nghiên cứu làm phong phú thêm kho tàng học y biệt quốc gia phát triển, Việt Nam khơng ngoại lệ te re Như trình bày đây, vấn đề nghiên cứu thực nhiều, đặc n va 1.2 Lý chọn đề tài Variable VIF t to ng hi ep fop 1.03 size 1.15 lev 1.56 cr 1.42 Mean VIF 1.29 Phụ lục 3.4: Kết kiểm định VIF cho IOP VIF w Variable n 1.04 size 1.16 lo iop ad lev 1.42 ju Mean VIF y th cr 1.57 1.3 yi Phụ lục 3.5: Kết kiểm định VIF cho INOP pl Variable VIF inop al size 1.13 lev 1.54 cr 1.42 Mean VIF 1.27 n ua n va ll fu m oi Phụ lục 4: Kết hồi quy FGLS tác động FOP tới ROA, ROE, TQ nh at Table -(1) (2) (3) ROA ROE TOBINSQ -fop 0.022*** 0.044*** 0.687*** (0.004) (0.009) (0.052) z z 0.225*** (0.042) cr -0.002*** (0.000) -0.002*** (0.001) 0.004** (0.002) _cons n a Lu n va y te re 0.225*** 0.357*** 2.592*** (0.025) (0.056) (0.284) -N 2669 2718 2719 adj R-sq BIC rss -Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0000 y Ho: te re Test: n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg va 0565042 -.0237838 0582828 -.0001651 n 0129823 -.0419634 0903137 -.0000423 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E a Lu fop size lev cr (b-B) Difference om Coefficients (b) (B) c2 c3 l.c hausman c2 c3,sigmamore xttest3 t to Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ng H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i hi ep chi2 (275) = Prob>chi2 = 3.4e+05 0.0000 w xtserial roe fop size lev cr n lo Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 44.295 Prob > F = 0.0000 ad y th ju Phụ lục 4.1.3: Kết kiểm định F-test, Hausman test, Wald test yi pl Wooldridge test tác động FOP tới TQ Prob > F = 0.0000 ua al F test that all u_i=0: F(274, 2440) = 72.50 n hausman d2 d3,sigmamore va Coefficients (b) (B) d2 d3 n (b-B) Difference 7693205 -.0991325 5166615 0063597 oi m -.281035 -.0358816 0629868 000463 1327262 0058501 0203181 0007595 at nh 4882855 -.1350141 5796483 0068227 ll fu fop size lev cr sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic vb Ho: z Test: ht chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 52.86 Prob>chi2 = 0.0000 k jm 1.1e+08 0.0000 n n va xtserial tq fop size lev cr a Lu chi2 (275) = Prob>chi2 = om H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i l.c Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model gm xttest3 y te re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 3.880 Prob > F = 0.0499 Phụ lục 5: Kết hồi quy FGLS tác động OC tới ROA, ROE, TQ Table t to ng (1) ROA (2) ROE (3) TOBINSQ hi ep 0.009** (0.004) 0.019** (0.008) 0.248*** (0.035) size -0.003*** (0.001) -0.007*** (0.002) -0.043*** (0.011) -0.131*** (0.005) -0.028** (0.012) 0.194*** (0.046) -0.002*** (0.000) -0.002*** (0.001) 0.004* (0.002) 0.218*** (0.023) 0.344*** (0.056) 2.015*** (0.308) 2717 2718 w oc n lo lev ad ju y th cr _cons yi pl 2668 al N adj R-sq BIC rss n ua n va Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0000 jm xttest3 k om 1.8e+05 0.0000 l.c chi2 (275) = Prob>chi2 = H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n y te re Wooldridge test tác động OC tới TQ va Phụ lục 5.1.3: Kết kiểm định F-test, Hausman test, Wald test n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 43.913 Prob > F = 0.0000 a Lu xtserial roe oc size lev cr F test that all u_i=0: F(274, 2439) = 74.32 Prob > F = 0.0000 hausman d2 d3,sigmamore t to ng Coefficients (b) (B) d2 d3 hi ep oc size lev cr w n lo 3310823 -.0823861 4871427 0059262 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0910535 -.0402479 0739941 0005942 0263324 0060714 0203925 0007511 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 52.45 Prob>chi2 = 0.0000 y th Ho: ju ad Test: 2400288 -.122634 5611368 0065204 (b-B) Difference yi pl xttest3 al n ua Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model 1.0e+07 0.0000 ll fu chi2 (275) = Prob>chi2 = n va H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i oi m xtserial tq oc size lev cr nh at Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 3.903 Prob > F = 0.0492 z z ht vb jm k Phụ lục 6: Kết hồi quy FGLS tác động SOP tới ROA, ROE, TQ om l.c gm n a Lu n va y te re Table t to (1) ROA (2) ROE (3) TOBINSQ ng 0.010*** (0.004) 0.014* (0.009) 0.585*** (0.057) size -0.003*** (0.001) -0.007*** (0.002) -0.048*** (0.011) lev -0.131*** (0.005) -0.029** (0.012) 0.178*** (0.044) -0.002*** (0.000) -0.002*** (0.001) 0.004** (0.002) 0.214*** (0.025) 0.343*** (0.055) 2.144*** (0.303) 2669 2718 2719 hi sop ep w n lo cr ad yi pl ua al N adj R-sq BIC rss ju y th _cons n Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0000 k om l.c n n va xtserial roe sop size lev cr a Lu 2.1e+05 0.0000 H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (275) = Prob>chi2 = jm xttest3 y Phụ lục 6.1.3: Kết kiểm định F-test, Hausman test, Wald test te re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 43.805 Prob > F = 0.0000 Wooldridge test tác động SOP tới TQ t to F test that all u_i=0: F(274, 2440) = 73.85 Prob > F = 0.0000 ng hausman d2 d3,sigmamore hi Coefficients (b) (B) d2 d3 ep w n lo sop size lev cr 1490695 -.1258677 5693998 0066135 ad 4380181 -.0788376 492501 0059179 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.2889486 -.0470301 0768988 0006956 1032471 0071679 0204742 0007563 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg y th Ho: ju Test: (b-B) Difference difference in coefficients not systematic yi pl chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 54.31 Prob>chi2 = 0.0000 n ua al xttest3 n va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m 7.9e+07 0.0000 ll chi2 (275) = Prob>chi2 = fu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at nh xtserial tq sop size lev cr z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 3.898 Prob > F = 0.0494 z ht vb k jm Phụ lục 7: Kết hồi quy FGLS tác động IOP tới ROA, ROE, TQ om l.c gm n a Lu n va y te re Table t to (1) ROA (2) ROE (3) TOBINSQ ng -0.022*** (0.004) -0.043*** (0.009) -0.750*** (0.052) size -0.004*** (0.001) -0.008*** (0.002) -0.079*** (0.011) lev -0.126*** (0.005) -0.023** (0.012) 0.230*** (0.042) -0.002*** (0.000) -0.002*** (0.001) 0.004** (0.002) 0.250*** (0.025) 0.407*** (0.058) 3.488*** (0.291) 2669 2718 2719 hi iop ep w n lo cr ad yi pl ua al N adj R-sq BIC rss ju y th _cons n Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0000 3.5e+05 0.0000 n a Lu chi2 (275) = Prob>chi2 = om H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i l.c Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model gm xttest3 y te re Phụ lục 7.1.3: Kết kiểm định F-test, Hausman test, Wald test n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 44.217 Prob > F = 0.0000 va xtserial roe iop size lev cr Wooldridge test tác động IOP tới TQ F test that all u_i=0: F(274, 2440) = 72.89 Prob > F = 0.0000 t to ng hausman d2 d3,sigmamore hi ep Coefficients (b) (B) d2 d3 w n lo iop size lev cr -.5976069 -.1375237 5815082 006878 (b-B) Difference -.857542 -.1029846 5202761 0064374 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2599351 -.0345391 0612321 0004406 1485135 0058781 0201954 0007565 ad Test: ju y th 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 yi pl chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 49.98 Prob>chi2 = 0.0000 n ua al xttest3 n va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model at nh xtserial tq iop size lev cr oi 3.7e+07 0.0000 m chi2 (275) = Prob>chi2 = ll fu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z z ht vb Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 3.871 Prob > F = 0.0501 jm Phụ lục 8: Kết hồi quy FGLS tác động INOP tới ROA, ROE, TQ k om l.c gm n a Lu n va y te re Table t to (1) ROA (2) ROE (3) TOBINSQ ng -0.010*** (0.004) -0.014* (0.009) -0.585*** (0.057) size -0.003*** (0.001) -0.007*** (0.002) -0.048*** (0.011) lev -0.131*** (0.005) -0.029** (0.012) 0.178*** (0.044) -0.002*** (0.000) -0.002*** (0.001) 0.004** (0.002) 0.224*** (0.025) 0.357*** (0.056) 2.729*** (0.305) 2669 2718 2719 hi inop ep w n lo cr ad yi pl ua al N adj R-sq BIC rss ju y th _cons n Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0000 k jm om 2.1e+05 0.0000 n a Lu chi2 (275) = Prob>chi2 = l.c H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model gm xttest3 y te re Phụ lục 8.1.3: kết kiểm định F-test, Hausman test, Wald test n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 43.805 Prob > F = 0.0000 va xtserial roe inop size lev cr Wooldridge test tác động INOP tới TQ t to F test that all u_i=0: F(274, 2440) = 73.85 Prob > F = 0.0000 ng hausman d2 d3,sigmamore hi Coefficients (b) (B) d2 d3 ep w n lo inop size lev cr -.1490695 -.1258677 5693998 0066135 ad -.4380181 -.0788376 492501 0059179 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2889485 -.0470301 0768988 0006956 1032471 0071679 0204742 0007563 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg y th Ho: ju Test: (b-B) Difference difference in coefficients not systematic yi pl chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 54.31 Prob>chi2 = 0.0000 n ua al xttest3 n va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m 7.9e+07 0.0000 ll chi2 (275) = Prob>chi2 = fu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at nh xtserial tq inop size lev cr z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 274) = 3.898 Prob > F = 0.0494 z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re