(Luận văn) tác động của mức độ sở hữu nhà nước đến hành vi điều chỉnh lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết ở 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 NGUYỄN KHƯU HUY ad ju y th yi pl n ua al va n TÁC ĐỘNG CỦA MỨC ĐỘ SỞ HỮU NHÀ NƯỚC ll fu oi m ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC at nh DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va TP Hồ Chí Minh – 2018 ey t re BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep NGUYỄN KHƯU HUY w n lo ad TÁC ĐỘNG CỦA MỨC ĐỘ SỞ HỮU NHÀ NƯỚC y th ju ĐẾN HÀNH VI ĐIỀU CHỈNH LỢI NHUẬN CỦA CÁC yi pl DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM n ua al n va Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng ll fu Mã số: 8340201 oi m at nh z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ z jm ht vb k NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: gm om l.c PGS.TS BÙI THỊ MAI HỒI an Lu TP Hồ Chí Minh – 2018 n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT w n DANH MỤC BẢNG BIỂU lo ad DANH MỤC HÌNH y th TÓM TẮT ju yi CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .1 pl 1.1 Đặt vấn đề .1 al n ua 1.2 Mục tiêu nghiên cứu .3 n va 1.3 Câu hỏi nghiên cứu ll fu 1.4 Phạm vi thu thập liệu đối tượng nghiên cứu .4 oi m 1.5 Phương pháp nghiên cứu .4 nh 1.6 Kết cấu đề tài at CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM z z 2.1 Hành vi quản trị lợi nhuận vb ht 2.1.1 Khái niệm quản trị lợi nhuận k jm 2.1.2 Phương pháp đo lường hành vi quản trị lợi nhuận 10 gm 2.2 Cơ sở lý thuyết 13 l.c 2.2.1 Lý thuyết đại diện 13 om 2.2.2 Bất cân xứng thông tin 14 an Lu 2.3 Các yếu tố định hành vi quản trị lợi nhuận 15 2.3.1 Quy mô doanh nghiệp .15 ey 2.3.4 Lợi nhuận 17 t re 2.3.3 Đòn bẩy 16 n va 2.3.2 Cơ hội tăng trưởng 16 2.2 Bằng chứng thực nghiệm .17 t to CHƯƠNG 3: MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY 26 ng 3.1 Mô hình nghiên cứu 26 hi ep 3.2 Đo lường biến kỳ vọng dấu 27 3.2.1 Quản trị lợi nhuận 27 w n 3.2.2 Sở hữu nhà nước .30 lo ad 3.2.3 Kiệt quệ tài 31 ju y th 3.2.4 Quy mô doanh nghiệp .31 yi 3.2.5 Cơ hội tăng trưởng 32 pl 3.2.6 Đòn bẩy 33 al n ua 3.2.7 Lợi nhuận 33 va 3.2.8 Thành viên hội đồng quản trị độc lập .34 n 3.2.9 Chất lượng kiểm toán 34 fu ll 3.3 Phương pháp hồi quy 37 oi m 3.4 Dữ liệu nghiên cứu .38 nh at CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 40 z 4.1 Thống kê mô tả ma trận tương quan 40 z ht vb 4.2 Kết kiểm định tự tương quan phương sai thay đổi 48 jm 4.3 Thảo luận kết nghiên cứu 50 k CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 58 gm l.c 5.1 Kết luận 58 om 5.2 Khuyến nghị 60 TÀI LIỆU THAM KHẢO n va PHỤ LỤC an Lu 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 62 ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to TỪ VIẾT TẮT DIỄN GIẢI ng hi ep Phương pháp hồi quy bé GMM Phương pháp hồi quy moment tổng quát OLS w Hội Đồng Quản Trị n HĐQT lo ad Phương pháp hồi quy hai bước ju 2SLS Auto Regression y th AR yi pl BCTC Báo cáo tài ua al HOSE Sở giao dịch chứng khốn Thành phớ Hồ Chí Minh n va Sở giao dịch chứng khốn Thành phớ Hà Nội VIF Hệ sớ phóng đại phương sai CFO Giám đớc tài EPS Lợi nhuận cổ phần n HNX 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 BẢNG BIỂU t to Tên Bảng Biểu 1.1 Số lượng doanh nghiệp sở hữu nhà nước hai sàn giao dịch chứng khốn HOSE HNX 3.1 Mơ tả biến 4.1 Thống kê mô tả ng Số thứ tự hi ep w n lo ad y th Ma trận tương quan ju 4.2 yi pl Kiểm định đa cộng tuyến hệ số VIF Kết kiểm định tự tương quan n va 4.4 n ua al 4.3 Kết kiểm định phương sai thay đổi 4.6 Kết hồi quy ảnh hưởng sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị lợi nhuận ll fu 4.5 oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to ng hi Luận văn phân tích tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi quản trị ep lợi nhuận nhà quản lý 536 cơng ty phi tài niêm yết HOSE w HNX giai đoạn từ 2007 đến 2017 Bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy n lo GMM để ước lượng mơ hình nghiên cứu tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến ad hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lý doanh nghiệp Việt Nam, luận văn tìm y th ju thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước doanh nghiệp càng gia tăng làm yi gia tăng khả nhà quản lý doanh nghiệp thực hành vi quản trị lợi pl al nhuận Luận văn cho sở hữu nhà nước càng cao có tương quan với chế quản n ua trị doanh nghiệp yếu kém, hiệu hoạt động yếu kém, phân bổ nguồn lực không n va hiệu và hành vi phi đạo đức yếu tố quan liêu, thiếu cạnh ll fu tranh Cho nên điều làm cho nhà quản lý doanh nghiệp có tỷ lệ oi m sở hữu nhà nước cao thực hành vi quản trị lợi nhuận at nh Ngồi ra, yếu tớ thể đặc điểm mà luận văn đưa vào mơ hình nghiên z cứu nhằm giải thích hành vi quản trị lợi nhuận có tác động đáng kể Cụ thể, z vb doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ vay cấu trúc vớn, có nhiều lợi nhuận, có jm ht nhiều hội tăng trưởng, kiểm tốn cơng ty kiểm tốn big4 có tỷ lệ k thành viên HĐQT độc lập cao nhà quản lý doanh nghiệp gm có xu hướng thực hành vi quản trị lợi nhuận Ngược lại, doanh nghiệp l.c đới mặt với tình trạng kiệt quệ tài chính, quy mơ lớn nhà quản lý om doanh nghiệp hạn chế thực hành vi quản trị lợi nhuận an Lu Từ khóa: Quản trị lợi nhuận, sở hữu nhà nước, đặc điểm công ty, GMM n va ey t re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI t to 1.1 Đặt vấn đề ng hi Trong năm gần đây, hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lý đã ep thu hút nhiều hứng thú quan tâmcủa nhà quản trị lẫn nhà nghiên cứu w giới (Saleem Salem Alzoubi, 2016) Theo kết khảo sát 169 CFO n lo doanh nghiệp niêm yết 206 CFO doanh nghiệp phi niêm yết thị trường ad Mỹ thực Dichev cộng (2016), có 20% doanh y th nghiệp đã điều chỉnh lợi nhuận báo cáo tài chính, phần trăm thay đổi ju yi mà CFO này thường thay đổi khoảng 10% so với EPS báo cáo tài pl ua al Bên cạnh tiêu lợi nhuận tiêu đóng vai quan trọng đới với n doanh nghiệp nhà đầu tư đánh giá khả hoạt động n va công ty thông qua tiêu lợi nhuận Tuy nhiên, mơi trường tài thiếu ll fu minh bạch Việt Nam, liệu thông tin lợi nhuận có phản ánh oi m lực doanh nghiệp hay khơng? Và người ngồi khó lịng phát nh điều này Kèm theo vấn đề bất cân xứng thông tin đã gây nhiều khó khăn at cho nhà đầu tư phải cân nhắc định đầu tư vào công ty nào Động để z z doanh nghiệp bóp méo lợi nhuận việc thao túng giá cổ phiếu, doanh vb ht nghiệp đối mặt với áp lực bên ngồi: cơng ty bắt buộc phải trì mức k jm lợi nhuận nào ngân hàng thực hiện/tiếp tục cấp tín dụn, áp lực từ phía nhà gm cung cấp, nghiệp vụ phát hành cổ phần lần đầu công chúng (IPO) Mục l.c đích tư lợi nhà quản lý là lý thường dẫn tới hành vi điều chỉnh lợi om Các khoản tiền lương thưởng cho nhà quản trị dựa kết hoạt động kinh an Lu doanh động khiến cho nhà quản lý muốn làm đẹp báo cáo tài cách việc thực hành vi quản trị lợi nhuận Từ thấy việc giải vốn doanh nghiệp sở hữu nhà nước Kết thấy sớ lượng doanh ey Mặt khác, giai đoạn vừa qua, Chính phủ đã tiến hành nhiều thoái t re điều cần thiết tiến hành Việt Nam n va đáp câu hỏi làm nào để phát hành vi điều chỉnh công ty nghiệp niêm yết có mức sở hữu cổ phần nhà nước cao (tỷ lệ nắm giữ cao t to 50%) có khuynh hướng suy giảm đáng kể năm 2005 – 2008 ng (chi tiết bảng 1.1) Điều cho thấy cấu trúc sở hữu doanh hi ep nghiệp niêm yết, là tỷ lệ sở hữu nhà nước, có nhiều thay đổi đáng kể Mặt khác,các chứng thực nghiệm cho cấu trúc sở hữu yếu tớ có tầm w quan trọng đới với q trình hoạt động cơng ty có ảnh hưởng n lo đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lýcủa công ty làm thay ad y th đổi quyền quản lý (managerial discretion), vấn đề đại diện cải thiện thơng ju tin tài doanh nghiệp (Klein cộng sự, 2002; Kent cộng sự, yi pl 2010; Ali Zhang, 2015; Agrawal Cooper, 2016) al n ua Bảng 0.1 Số lượng doanh nghiệp sở hữu nhà nước HOSE HNX Sở hữu nhà nước 2005 HNX 68 35 2005 HOSE 74 28 2006 HNX 47 21 2006 HOSE 35 2007 HNX 65 2007 HOSE 47 22 2008 HNX 53 19 2008 HOSE 17 406 164 n Số lượng công ty nh Sàn giao dịch va Năm ll fu oi m at z z vb k jm ht 12 om l.c gm 24 an Lu n va ey t re TỔNG Nguồn: FiinPro (2018) Cho nên liệu mức sở hữu cổ phần nhà nước cao có ảnh hưởng t to nào đến hành vi quản trị lợi nhuận nhà quản lýcủa công ty? Nói cách ng khác, doanh nghiệp nhà nước có hành vi quản trị lợi nhuận khác với công hi ep ty tư nhân nào là điều cần kiểm tra Tuy nhiên, chủ đề sở hữu nhà nước hành vi quản trị lợi nhuận nhận nhiều lưu ý và quan tâm w nhà nghiên cứu giới, Việt Nam, nghiên cứu n lo phân tích mới quan hệ hai biến số này Đây chính là lý mà học viên tiến ad y th hành thực nghiên cứu “Tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi ju quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam” yi pl 1.2 Mục tiêu nghiên cứu ua al n Mục tiêu nghiên cứu luận văn bao gồm hai mục tiêu: va n Đầu tiên, luận văn phân tích tác động tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hành vi fu ll quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007– oi m 2017 at nh z Đồng thời, luận văn khám phá mối quan hệ yếu tố đại diện cho đặc z điểm doanh nghiệp hành vi quản trị lợi nhuận cơng ty phi tài niêm l.c gm 1.3 Câu hỏi nghiên cứu k jm ht vb yết Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 Để giải hai mục tiêu nghiên cứu mà luận văn đề cập, luận văn tiến om hành trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: an Lu Đầu tiên, tỷ lệ sở hữu nhà nước có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi quản trị ey t re khơng? Nếu có ảnh hưởng chiều (+) hay ngược chiều (-) ? n va lợi nhuận công ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007– 2017 hay Thứ hai, yếu tố đại diện cho đặc điểm doanh nghiệp có tác động đáng kể đến hành vi quản trị lợi nhuận doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai 53 Zou, H., & Xiao, J Z (2006) The financing behaviour of listed Chinese t to firms The British Accounting Review, 38(3), 239-258 ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC t to ng PHỤ LỤC hi ep PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY MÔ HÌNH w n lo  Thống kê mơ tả ad y th variable ju sd p50 max N 7302269 7939367 8024802 6749465 1147197 0614623 2567031 2539713 26.93435 5041916 0638614 1064461 2121271 627397 2.270437 2.202907 2.19741 2.142997 1348723 0834605 2432707 4353236 1.468269 2202198 084374 5126177 408854 1821866 0000999 0002226 0000852 3.50e-06 0000306 8.61e-06 0 23.2204 001981 -.996017 -5.02562 0 353035 4318791 4445695 287007 0704573 0317639 215523 26.83985 5287665 05015 1006555 140.7108 135.3708 135.0312 132.716 1.708532 1.259498 1 32.996 991008 7837 7.62023 1 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 5162 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh em1 em2 em3 em4 em5 em6 state distress size lev roa growth big4 indep mean z z em3 em4 em5 em6 1.0000 0.9853 0.9841 0.9713 0.1808 0.2048 0.0138 -0.0509 -0.2538 -0.1102 0.0032 0.0229 -0.0835 0.0069 1.0000 0.9990 0.9737 0.2195 0.2221 0.0185 -0.0504 -0.2250 -0.1019 0.0040 0.0275 -0.0681 0.0066 1.0000 0.9738 0.2266 0.2244 0.0182 -0.0534 -0.2167 -0.1059 0.0112 0.0324 -0.0631 0.0075 1.0000 0.2443 0.2492 -0.0013 -0.0571 -0.2672 -0.1164 0.0196 0.0441 -0.0880 0.0106 1.0000 0.7155 0.0639 -0.2342 -0.1051 -0.2601 0.4831 0.1501 0.0183 0.0444 1.0000 0.0235 -0.1554 -0.1703 -0.1472 0.1436 0.0574 0.0194 0.0185 state distress size lev ey t re 1.0000 -0.4032 0.0452 0.0261 -0.1855 n 1.0000 0.3141 -0.0692 0.0558 0.4757 0.0304 va 1.0000 0.1085 0.3636 -0.4774 -0.1486 -0.0251 -0.0867 an Lu 1.0000 -0.0781 -0.0064 0.0733 0.1277 -0.0513 0.0209 -0.0196 om l.c gm em2 k em1 em2 em3 em4 em5 em6 state distress size lev roa growth big4 indep em1 jm ht vb  Ma trận tương quan t to roa growth big4 indep ng roa growth big4 indep 1.0000 0.1545 -0.0068 0.0410 1.0000 0.0101 0.0163 1.0000 0.1321 1.0000 hi ep w  Phương trình EM1 n lo ad Kiểm định đa cộng tuyến ju y th VIF 1/VIF 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 yi Variable pl n ua al n va ll fu oi m lev size roa distress big4 growth indep state 1.30 at nh Mean VIF z z jm ht vb Kiểm định PSTĐ k Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model an Lu Kiểm định TTQ om 1.5e+08 0.0000 l.c chi2 (536) = Prob>chi2 = gm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i n va ey t re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 23339.201 Prob > F = 0.0000 t to ng hi ep w n Kết hồi quy GMM lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM t to Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 385 Wald chi2(8) = 7361.54 Prob > chi2 = 0.000 ng hi ep Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 0866031 -.1465405 -.4379232 3189572 9690525 0847357 1664421 5998862 11.83386 em1 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err w n lo ad ju y th yi 030572 0059228 0089224 0249769 07466 0028888 0149712 0404817 2289165 z P>|z| pl 2.83 -24.74 -49.08 12.77 12.98 29.33 11.12 14.82 51.70 = = = = = 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.005 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0266831 -.1581489 -.4554108 2700033 8227216 0790736 137099 5205435 11.38519 1465232 -.1349321 -.4204357 3679111 1.115383 0903977 1957851 6792288 12.28253 al n ua Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable n va Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).lev L(1/10).(growth indep) L(1/10).state L(3/10).(em1 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.lev DL(2/9).roa collapsed DL(2/9).big4 DL2.(em1 distress size) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = 0.001 0.820 Prob > chi2 = l.c 1.000 Prob > chi2 = 0.252 gm om overid restrictions: chi2(376) = 238.50 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(376) = 393.91 weakened by many instruments.) -3.28 -0.23 k Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but 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  Phương trình EM2 Kiểm định đa cộng tuyến t to ng VIF 1/VIF lev size roa distress big4 growth indep state 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 hi Variable ep w n lo ad ju y th 1.30 yi Mean VIF pl n ua al Kiểm định PSTĐ n va ll fu Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at 5.7e+07 0.0000 nh chi2 (536) = Prob>chi2 = z z k jm ht vb Kiểm định TTQ om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 2366.542 Prob > F = 0.0000 an Lu n va ey t re Kết hồi quy GMM t to ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 380 Wald chi2(8) = 2352.67 Prob > chi2 = 0.000 n lo Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 0788457 -.2625845 -.3234736 65281 7722612 0796579 1402195 2383877 8.916307 ad em2 Std Err z ju y th yi pl n ua al 0365122 0102453 0106521 036376 0801716 004244 0181754 0574642 2783647 2.16 -25.63 -30.37 17.95 9.63 18.77 7.71 4.15 32.03 P>|z| = = = = = 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.031 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0072831 -.282665 -.3443513 5815142 6151278 0713398 1045963 12576 8.370722 1504084 -.242504 -.3025958 7241057 9293946 087976 1758427 3510155 9.461892 va n Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable fu ll Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).(growth state) L(3/10).(em2 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).(lev indep) DL(1/9).roa DL(2/9).big4 DL2.(em2 distress size) oi m at nh z z k jm ht vb Prob > chi2 = 0.000 0.173 1.000 om Prob > chi2 = 0.375 an Lu overid restrictions: chi2(371) = 262.05 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(371) = 379.08 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = l.c Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -6.00 -1.36 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = n va ey t re  Phương trình EM3 Kiểm định đa cộng tuyến t to ng VIF 1/VIF lev size roa distress big4 growth indep state 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 hi Variable ep w n lo ad ju y th 1.30 yi Mean VIF pl n ua al Kiểm định PSTĐ n va ll fu Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model oi m H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at 5.2e+07 0.0000 nh chi2 (536) = Prob>chi2 = z z k jm ht vb Kiểm định TTQ om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 2693.314 Prob > F = 0.0000 an Lu n va ey t re Kết hồi quy GMM t to ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 330 Wald chi2(8) = 2289.07 Prob > chi2 = 0.000 n lo Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 4661154 -.1979492 -.2489456 5654829 952134 1002812 0765189 2552022 6.805989 ad em3 Std Err z ju y th yi pl n ua al 0473762 010992 0129504 0443022 0995403 0055705 0127097 070061 3501704 9.84 -18.01 -19.22 12.76 9.57 18.00 6.02 3.64 19.44 P>|z| = = = = = 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 3732598 -.2194932 -.2743279 4786521 7570387 0893632 0516083 1178851 6.119667 558971 -.1764052 -.2235633 6523136 1.147229 1111991 1014295 3925193 7.49231 va n Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable fu ll Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).(growth state) L(3/10).(em3 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).indep collapsed DL(3/9).lev DL(3/9).roa collapsed DL(1/9).big4 DL2.(em3 distress size) oi m at nh z z k jm ht vb 0.000 0.202 Prob > chi2 = 1.000 Prob > chi2 = 0.450 om an Lu overid restrictions: chi2(321) = 236.69 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(321) = 323.52 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = l.c Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -5.72 -1.28 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = n va Kiểm định đa cộng tuyến ey t re  Phương trình EM4 t to ng hi ep w n lo ad VIF 1/VIF lev size roa distress big4 growth indep state 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 Mean VIF 1.30 ju y th Variable yi pl Kiểm định PSTĐ ua al n Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model va n H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ll oi m 1.5e+08 0.0000 fu chi2 (536) = Prob>chi2 = at nh z z Kiểm định TTQ k jm ht vb om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 37897.453 Prob > F = 0.0000 an Lu n va ey t re Kết hồi quy GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM t to Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 350 Wald chi2(8) = 6864.86 Prob > chi2 = 0.000 ng hi ep Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 122524 -.0902219 -.389011 4320093 7600608 1794599 1186935 2696297 10.61107 em4 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err z w n lo ad ju y th yi 0344143 0064482 0101831 0318521 0706724 003827 0154513 0451908 2604216 pl 3.56 -13.99 -38.20 13.56 10.75 46.89 7.68 5.97 40.75 P>|z| = = = = = 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0550732 -.1028601 -.4089695 3695804 6215454 1719592 0884095 1810574 10.10066 1899747 -.0775837 -.3690524 4944383 8985761 1869607 1489775 358202 11.12149 al ua Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable n Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/10).growth collapsed L(1/10).state L(3/10).(em4 distress size lev roa) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/9).big4 DL(3/9).indep DL2.(em4 distress size lev roa) n va ll fu oi m at nh z z vb -2.34 -0.87 Pr > z = Pr > z = 0.019 0.382 Prob > chi2 = 1.000 gm Prob > chi2 = 0.239 om l.c overid restrictions: chi2(341) = 182.56 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(341) = 359.21 weakened by many instruments.) k Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but jm ht 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  Phương trình EM5 Kiểm định đa cộng tuyến t to ng VIF 1/VIF lev size roa distress big4 growth indep state 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 hi Variable ep w n lo ad ju y th 1.30 yi Mean VIF pl n ua al Kiểm định PSTĐ va n Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ll fu 4.4e+05 0.0000 at nh chi2 (536) = Prob>chi2 = oi m H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z z k jm ht vb Kiểm định TTQ om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 131.761 Prob > F = 0.0000 an Lu n va ey t re Kết hồi quy GMM t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 298 Wald chi2(8) = 4537.76 Prob > chi2 = 0.000 n Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 0284012 -.0041569 -.0095666 0329402 7362096 0166331 0254208 0098742 2775082 lo em5 Std Err z ad ju y th yi 0084492 0023506 0017914 0095666 02651 0014008 0053553 0098195 0469092 pl 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.001 0.077 0.000 0.001 0.000 0.000 0.000 0.315 0.000 0118412 -.0087639 -.0130776 0141899 684251 0138876 0149245 -.0093717 185568 0449613 0004501 -.0060556 0516904 7881681 0193786 035917 0291202 3694485 n ua al 3.36 -1.77 -5.34 3.44 27.77 11.87 4.75 1.01 5.92 P>|z| = = = = = n va Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable ll fu Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).(em5 distress lev) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(4/9).state collapsed DL2.(em5 distress lev) DL(2/9).(indep big4 size roa) DL(5/9).growth oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = gm Prob > chi2 = l.c Prob > chi2 = 0.000 0.103 0.000 0.320 om overid restrictions: chi2(289) =1180.74 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(289) = 299.70 weakened by many instruments.) -6.58 -1.63 k Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but 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  Phương trình EM5 Kiểm định đa cộng tuyến t to ng VIF 1/VIF lev size roa distress big4 growth indep state 1.51 1.48 1.48 1.39 1.34 1.06 1.06 1.05 0.660796 0.673709 0.675277 0.721326 0.743991 0.938998 0.942506 0.950443 hi Variable ep w n lo ad ju y th 1.30 yi Mean VIF pl n ua al Kiểm định PSTĐ n va ll fu Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model m oi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at 2.6e+06 0.0000 nh chi2 (536) = Prob>chi2 = z z om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 535) = 80.669 Prob > F = 0.0000 k jm ht vb Kiểm định TTQ an Lu n va ey t re Kết hồi quy GMM t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 296 Wald chi2(8) = 15606.97 Prob > chi2 = 0.000 n Coef state distress size lev roa growth big4 indep _cons 0091637 -.0171979 -.0112634 0254083 0286027 0020125 0301296 0430799 3090965 lo em6 Std Err z ad ju y th yi 0048392 0016238 0012081 0080107 0113448 0005993 0031318 0054405 0294821 pl 5162 536 9.63 11 [95% Conf Interval] 0.058 0.000 0.000 0.002 0.012 0.001 0.000 0.000 0.000 -.0003211 -.0203806 -.0136313 0097076 0063673 0008379 0239913 0324168 2513127 0186484 -.0140153 -.0088955 041109 0508381 003187 0362678 053743 3668803 n ua al 1.89 -10.59 -9.32 3.17 2.52 3.36 9.62 7.92 10.48 P>|z| = = = = = va Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable n ll fu Instruments for first differences equation GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).roa collapsed L(1/10).growth L(3/10).state collapsed L(3/10).(em6 distress size) Instruments for levels equation Standard _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(3/9).lev DL(2/9).big4 DL(3/9).indep DL2.(em6 distress size) oi m at nh z z k jm ht vb 0.000 0.124 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.378 om an Lu overid restrictions: chi2(287) =1576.39 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(287) = 293.85 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = l.c Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -5.18 -1.54 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = n va ey t re