(Luận văn) ảnh hưởng của thông tin kế toán trên báo cáo tài chính đến giá cổ phiếu bằng chứng thực nghiệm các công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp và bất động sản niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán tp hcm

t to ng hi ep BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀ O TẠO w TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH n lo ad y th ju TRẦN NGỌC TÒNG yi pl n ua al n va ẢNH HƯỞNG CỦ A THƠNG TIN KẾ TỐN TRÊN BÁO CÁO TÀ I CHÍ NH ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC CÔNG TY THUỘC LĨNH VỰC CÔNG NGHIỆP VÀ BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP HCM ll fu oi m at nh z z jm ht vb k Chuyên ngành: Kế toán om l.c an Lu LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ gm Mã số : 60340301 n ey t re TS HUỲNH LỢI va NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: th TP Hồ Chı́ Minh – Năm 2017 t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep Tôi xin cam đoan luận văn “Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC w n đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty thuộc lĩnh vực công lo nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM” kết ad y th nghiên cứu tơi hồn thành chưa cơng bố cơng trình ju nghiên cứu khác Tất phần kế thừa, tham khảo tham chiếu yi trích dẫn đầy đủ ghi nguồn cụ thể danh mục tài liệu tham khảo pl al TP Hồ Chí Minh, tháng 11 năm 2017 n ua Tác giả n va ll fu m oi Trần Ngọc Tòng at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi MỤC LỤC ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad DANH MỤC VIẾT TẮT y th DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ ju PHẦN MỞ ĐẦU yi pl CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN CÁC CƠNG TRÌNH NGHIÊN CỨU CĨ LIÊN ua al QUAN Nghiên cứu giới: 1.2 Nghiên cứu nước: 1.3 Nhận xét tổng quan kết nghiên cứu xác định khe hổng nghiên n 1.1 n va ll fu oi m cứu: 11 Nhận xét tổng quan kết nghiên cứu: 11 1.3.2 Khe hổng nghiên cứu: 11 at nh 1.3.1 z TÓM TẮT CHƯƠNG 13 z Tổng quan lý thuyết cổ phiếu giá cổ phiếu: 14 jm 2.1 ht vb CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 14 Khái niệm cổ phiếu: 14 2.1.2 Các loại cổ phiếu: 14 2.1.3 Giá cổ phiếu: 16 om l.c gm 2.2 k 2.1.1 Tổng quan thơng tin kế tốn BCTC: 17 Khái quát thơng tin kế tốn BCTC: 17 2.2.2 Vai trị thơng tin kế tốn BCTC: 18 2.2.3 Chất lượng thơng tin kế tốn: 19 2.2.4 Đặc điểm thông tin kế tốn doanh nghiệp thuộc lĩnh vực cơng an Lu 2.2.1 th Ảnh hưởng thông tin kế toán đến giá cổ phiếu: 28 ey 2.3.1 t re Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu: 28 n 2.3 va nghiệp bất động sản: 23 t to ng 2.3.2 Mối quan hệ kế toán BCTC giá cổ phiếu – mơ hình nghiên hi ep cứu Ohlson (1995) 29 2.4 Các lý thuyết có liên quan đến nghiên cứu: 33 w n lo 2.4.1 Lý thuyết ủy nhiệm (Agency theory) 33 2.4.2 Lý thuyết tín hiệu (Signaling theory) 34 ad TÓM TẮT CHƯƠNG 35 y th ju CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 36 Quy trình nghiên cứu: 36 3.2 Mơ hình nghiên cứu: 37 yi 3.1 pl al Mơ hình nghiên cứu: 38 3.2.2 Các biến nghiên cứu: 38 n va Phương pháp phân tích mơ hình: 41 n 3.3 ua 3.2.1 fu Mơ hình kinh tế lượng: 41 3.3.2 Các kiểm định thống kê thực để lựa chọn mơ hình phù hợp: ll 3.3.1 oi m at nh 42 Chọn mẫu: 43 3.5 Phương pháp thu thập liệu: 44 3.6 Phương pháp phân tích liệu: 45 z 3.4 z jm ht vb TÓM TẮT CHƯƠNG 47 k Kết nghiên cứu thực trạng ảnh hưởng thông tin kế toán l.c 4.1 gm CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN 48 om BCTC đến giá cổ phiếu: 48 Kết phân tích thống kê mơ tả liệu: 48 4.1.2 Kết phân tích hồi quy: 50 4.1.3 Tổng hợp kết kiểm định: 57 Kết luận: 61 th 5.1 ey CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 61 t re TÓM TẮT CHƯƠNG 60 n Bàn luận kết quả: 58 va 4.2 an Lu 4.1.1 t to ng 5.2 Kiến nghị: 62 hi ep w n 5.2.1 Kiến nghị công ty niêm yết: 63 5.2.2 Kiến nghị quan quản lý ban hành sách: 65 5.2.3 Kiến nghị kiểm toán độc lập: 66 Hạn chế đề tài đề xuất hướng nghiên cứu tương lai 67 lo 5.3 ad 5.3.1 y th Hướng nghiên cứu tương lai 68 ju 5.3.2 Hạn chế đề tài 67 yi TÓM TẮT CHƯƠNG 69 pl al KẾT LUẬN 70 n va PHỤ LỤC n ua TÀI LIỆU THAM KHẢO ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi DANH MỤC VIẾT TẮT ep AMEX : Sở giao dịch chứng khoán Hoa Kỳ BKS : Ban kiểm soát BVPS : Giá trị sổ sách cổ phiếu CP : Cổ phần n : Báo cáo tài lo w BCTC ad ju y th : Lợi nhuận cổ phiếu FASB : Hội đồng chuẩn mực kế toán tài Hoa Kỳ HĐQT : Hội đồng quản trị HOSE : Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM KLCP : Khối lượng cổ phiếu KTNB : Kiểm toán nội IASB : Hội đồng chuẩn mực kế toán quốc tế IFRS : Chuẩn mực báo cáo tài quốc tế MP : Giá thị trường cổ phiếu yi EPS pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z : Thị trường chứng khoán : Chuẩn mực kế toán Việt Nam om VAS l.c UBCKNN: Ủy ban chứng khoán nhà nước gm TTCK k TP.HCM : Thành Phố Hồ Chí Minh jm : Sở giao dịch chứng khoán New York ht NYSE vb NASDAQ: Sở giao dịch chứng khoán điện tử Hoa Kỳ giao dịch Sở giao dich chứng khoán TP.HCM an Lu VN-Index: Chỉ số thể xu hướng biến động giá tất cổ phiếu niêm yết n va ey t re th t to ng hi DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ ep BẢNG Bảng tóm tắt phương pháp thu thập liệu Bảng 4.1 : Bảng thống kê mô tả mẫu Bảng 4.2 : Giá trị trung bình biến mẫu theo năm Bảng 4.3 : Các giá trị trung bình biến mẫu theo ngành : Ma trận tương quan n : lo w Bảng 3.1 ad ju y th yi Bảng 4.4 pl : Bảng 4.6 : Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình tồn mẫu quan sát Bảng 4.7 : Tóm tắt kết hồi quy cơng ty lĩnh vực cơng nghiệp Bảng 4.8 : Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình lĩnh vực cơng nghiệp Bảng 4.9 : Tóm tắt kết hồi quy công ty lĩnh vực bất động sản n ua n va ll fu m Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình lĩnh vực bất động sản oi Bảng 4.10 : Tóm tắt kết hồi quy toàn mẫu quan sát al Bảng 4.5 nh Khối lượng giao dịch cổ phiếu năm 2016 z Biểu đồ 3.1 : at BIỂU ĐỒ z Hình 3.2 : Mơ hình nghiên cứu k Quy trình nghiên cứu jm : ht Hình 3.1 vb HÌNH VẼ om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi PHẦN MỞ ĐẦU ep Tính cấp thiết đề tài: w Thị trường chứng khoán chịu chi phối lớn kênh thông tin liên n lo quan đến thành hoạt động doanh nghiệp, đó, cơng tác thơng tin thị trường ad y th có ý nghĩa quan trọng, tác động trực tiếp đến diễn biến giao dịch thành ju bại giao dịch nhà đầu tư Báo cáo tài doanh nghiệp kênh yi thông tin quan trọng hệ thống thơng tin kế tốn, lẽ thơng tin báo cáo tài pl al giúp cho nhà đầu tư đánh giá tình hình tài chính, dự đốn dịng tiền, dịng n ua lợi nhuận tương lai công ty niêm yết TTCK Theo đó, nhà đầu va tư đưa định để giao dich cổ phiếu tác động trực tiếp đến cung n cầu cổ phiếu, dẫn đến thay đổi giá cổ phiếu thị trường fu ll Thực tế cho thấy, có nhiều yếu tố tác động đến giá cổ phiếu gây biến m oi động TTCK, song mối liên hệ thơng tin báo cáo tài với giá cổ phiếu nh at chủ đề nghiên cứu rộng rãi giới Việt Nam năm qua z Trên giới kể đến cơng trình nghiên cứu nhà khoa học Collins z vb cộng (1997) nghiên cứu TTCK Mỹ, King & Langli (1998) TTCK Châu jm ht Âu Anh, Đức Na Uy; Firas Naim Dahmash (2012) TTCK Jordan, Udayan k Kachchy cộng (2014) TTCK Ấn Độ Việt Nam, nghiên cứu gm nhiều tác giả nghiên cứu Nguyễn Việt Dũng (2009), Nguyễn Thị Thục l.c Đoan (2011); Trần Ngọc Lina (2013), Đỗ Hạnh Nguyên (2014), Nguyễn Thị Khánh om Phương (2015) Mỗi nghiên cứu đến khám phá mối quan hệ an Lu cụ thể thời gian, khơng gian, địa điểm khác Đó minh chứng cho thay đổi thông số thể mối quan hệ thông tin báo cáo tài th thuộc lĩnh vực, ngành nghề khác việc tổ chức cơng tác kế tốn doanh ey Ngoài ra, với đặc thù hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp t re phải làm mới, vấn đề thời thời gian, không gian, địa điểm thay đổi n nghiên cứu mối quan hệ thơng tin báo cáo tài với giá cổ phiếu cần va với giá cổ phiếu qua thay đổi thời gian, không gian, địa điểm Điều t to ng nghiệp khác nhau, từ thơng tin kế tốn có đặc trưng riêng hi ep ngành nghề, lĩnh vực Và Việt Nam, cơng trình nghiên cứu mối liên hệ thông tin báo cáo tài giá cổ phiếu chưa xem xét theo lĩnh vực, ngành w n nghề cụ thể để thấy ảnh hưởng đặc trưng thông tin kế toán đến mối liên hệ lo ad y th Bên cạnh đó, với xu hướng tồn cầu hóa hội nhập nhanh chóng, Sở giao ju dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE) áp dụng chuẩn phân ngành quốc tế nhằm giúp yi cho TTCK Việt Nam có ngôn ngữ chung với TTCK quốc tế, đồng thời giúp cho pl al nhà đầu tư nắm bắt thực tế thay đổi ngành, lĩnh vực, n ua tăng hiệu việc đa dạng hóa danh mục đầu tư, tăng chất lượng nghiên cứu va phân tích doanh nghiệp, qua nâng cao tính tiếp cận nhà đầu tư nước ngồi n vào Việt Nam Kết giao dịch cổ phiếu năm qua kể từ áp dụng phân fu ll ngành theo chuẩn quốc tế HOSE cho thấy cổ phiếu lĩnh vực công nghiệp m oi bất động sản có khối lượng giao dịch dẫn đầu so với lĩnh vực khác, điều có nh thể nói lên nhà đầu tư quan tâm doanh nghiệp at z thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản bối cảnh kinh tế Việt Nam z vb jm ht Vì lý quan trọng trên, tác giả chọn đề tài “Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty k om Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu: l.c khoán TP.HCM” cho luận văn cao học gm thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng an Lu Mục tiêu nghiên cứu luận văn ảnh hưởng thơng tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn th cổ phiếu gì? ey Mơ hình thể ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá t re - n công nghiệp Để đạt mục tiêu đề ra, luận văn trả lời câu hỏi sau: va TP.HCM mức độ ảnh hưởng công ty thuộc lĩnh vực bất động sản t to ng - Thực trạng mức độ ảnh hưởng thông tin kế toán BCTC đến giá hi ep cổ phiếu công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM nào? Và mức độ ảnh hưởng lĩnh vực công w nghiệp bất động sản sao? n lo Đối tượng nghiên cứu: ad y th Luận văn nghiên cứu mức độ ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến ju giá cổ phiếu công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM yi Phạm vi giới hạn nghiên cứu: pl al Phạm vi chun mơn: Các thơng tin kế tốn BCTC lợi nhuận n ua cổ phiếu (EPS), giá trị sổ sách cổ phiếu (BVPS); giá cổ phiếu tiếp va cận theo phương pháp đo lường mơ hình Ohlson (1995) n Phạm vi không gian: Tác giả tiến hành nghiên cứu thơng tin kế tốn fu ll BCTC giá cổ phiếu công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động m oi sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM nh Phạm vi thời gian: Dữ liệu nghiên cứu từ năm 2011 – 2016 (trong tiêu at z EPS BVPS lấy vào cuối năm 2011, 2012, 2013, 2014 2015, tiêu giá z vb cổ phiếu lấy thời điểm kết thúc niên độ sau kết thúc niên độ 3, 6, 9, 12 Phương pháp nghiên cứu: k jm ht tháng) Bài nghiên cứu dựa tảng mơ hình Ohlson giá cổ phiếu có om - l.c thể sau: gm Phương pháp nghiên cứu chủ yếu luận văn phương pháp định lượng, cụ an Lu mối quan hệ với hai thơng tin kế tốn BCTC (lợi nhuận giá trị sổ sách cổ phiếu) kết hợp với nghiên cứu Aboody cộng với liệu bảng, biến phụ thuộc giá cổ phiếu hai biến độc th toán BCTC đến giá cổ phiếu thông qua mô hình hồi quy tuyến tính ey chứng khốn TP.HCM nhằm đo lường mức độ ảnh hưởng thông tin kế t re Tác giả tiến hành kiểm định thực tế công ty niêm yết Sở giao dịch n - va (2002) cho phép nới lỏng giả thiết thị trường hiệu t to 2.3.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6227 between = 0.6414 overall = 0.5868 w corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) = = 613.94 0.0000 n EPS BVPS _cons 4.144872 4597903 -3108.56 sigma_u sigma_e rho 1996.8694 9121.0734 04573779 ad Coef y th lo Pt6 Std Err z ju 2751955 0634395 1450.315 P>|z| 15.06 7.25 -2.14 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.032 3.605499 3354512 -5951.126 4.684245 5841293 -265.9941 yi pl (fraction of variance due to u_i) ua al n 2.3.4 Kiểm định Breuscher – Pagan n va Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt6[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] fu ll Estimated results: 15888.29 9121.073 1996.869 at nh Var(u) = 572.50 0.0000 z chibar2(01) = Prob > chibar2 = z Test: 2.52e+08 8.32e+07 3987487 oi Pt6 e u sd = sqrt(Var) m Var vb 4.034013 4781885 3276204 -.0431408 0829104 0198406 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 n va chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.61 Prob>chi2 = 0.0004 an Lu Test: om l.c 4.361634 4350478 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E gm EPS BVPS (b-B) Difference k Coefficients (b) (B) fe re jm ht 2.3.5 Kiểm định Hausman ey t re th 2.4 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt9: t to 2.4.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thông thường (Pooled OLS) ng Source SS df MS hi ep 7.2754e+10 5.3052e+10 386 3.6377e+10 137441651 Total 1.2581e+11 388 324244756 Model Residual w n lo ad Coef EPS BVPS _cons 4.775488 5394947 -4892.447 Std Err t 3386741 0790118 1410.369 P>|t| 14.10 6.83 -3.47 = = = = = = 389 264.67 0.0000 0.5783 0.5761 11724 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.001 4.109611 3841474 -7665.413 5.441365 6948421 -2119.48 ju y th Pt9 Number of obs F( 2, 386) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE yi 2.4.2 Mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Number of obs Number of groups pl Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr al within = 0.6090 between = 0.5218 overall = 0.5762 n ua R-sq: va = 0.0707 389 Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 F(2,382) Prob > F n corr(u_i, Xb) = = = = 297.50 0.0000 t P>|t| EPS BVPS _cons 4.274548 6248462 -5662.068 3162948 0726857 1286.68 sigma_u sigma_e rho 5640.9136 10668.41 21849097 (fraction of variance due to u_i) [95% Conf Interval] oi m Coef 13.51 8.60 -4.40 0.000 0.000 0.000 3.652652 4819321 -8191.93 4.896445 7677603 -3132.207 at nh z z 21.03 Prob > F = 0.0000 2.4.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Obs per group: = avg = max = Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Std Err z 4.351673 6116557 -5736.687 3187653 073418 1836.793 sigma_u sigma_e rho 2861.4913 10668.41 06711413 (fraction of variance due to u_i) 0.000 0.000 0.002 [95% Conf Interval] 3.726905 4677591 -9336.736 4.976442 7555523 -2136.638 ey t re EPS BVPS _cons 13.65 8.33 -3.12 P>|z| n Coef 587.22 0.0000 va Pt9 = = 73 77.8 84 an Lu corr(u_i, X) 389 om R-sq: within = 0.6090 between = 0.5278 overall = 0.5768 = = l.c Number of obs Number of groups gm Random-effects GLS regression Group variable: Yr k jm ht F(4, 382) = vb F test that all u_i=0: Std Err ll fu Pt9 th t to 2.4.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ng Pt9[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] hi ep Estimated results: Var w Pt9 e u n lo Test: sd = sqrt(Var) 3.24e+08 1.14e+08 8188132 18006.8 10668.41 2861.491 Var(u) = ad chibar2(01) = Prob > chibar2 = 400.05 0.0000 y th 2.4.5 Kiểm định Hausman ju yi Coefficients (b) (B) re fe pl (b-B) Difference 4.274548 6248462 4.144872 4597903 ua al EPS BVPS sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1296765 1650559 1559161 0354773 n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: n va Test: difference in coefficients not systematic fu ll chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 41.37 Prob>chi2 = 0.0000 oi m nh 2.5 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt12: at 2.5.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thông thường (Pooled OLS) z df MS 3.8995e+10 151431640 Total 1.3644e+11 388 351654194 4.70784 6239288 -5641.243 3554931 0829356 1480.409 t 13.24 7.52 -3.81 P>|t| 0.000 0.000 0.000 [95% Conf Interval] 4.008895 4608667 -8551.919 5.406785 7869909 -2730.568 om EPS BVPS _cons Std Err l.c Coef gm Pt12 389 257.51 0.0000 0.5716 0.5694 12306 k 386 = = = = = = jm 7.7989e+10 5.8453e+10 ht Model Residual Number of obs F( 2, 386) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE vb SS z Source an Lu n va ey t re th t to 2.5.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6009 between = 0.3940 overall = 0.5701 w corr(u_i, Xb) F(2,382) Prob > F = 0.0515 = = 287.62 0.0000 n EPS BVPS _cons 4.286524 6990591 -6352.987 336183 0772561 1367.585 sigma_u sigma_e rho 5586.6255 11339.228 19532313 (fraction of variance due to u_i) ad Coef y th lo Pt12 Std Err t P>|t| ju 12.75 9.05 -4.65 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 3.625523 5471587 -9041.924 4.947525 8509595 -3664.051 yi pl al F(4, 382) = 18.15 ua F test that all u_i=0: Prob > F = 0.0000 n 2.5.3 Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) va fu within = 0.6009 between = 0.3976 overall = 0.5704 = = 389 Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 oi m Wald chi2(2) Prob > chi2 = = nh corr(u_i, X) ll R-sq: Number of obs Number of groups n Random-effects GLS regression Group variable: Yr = (assumed) 572.24 0.0000 at 0.000 0.000 0.003 3.672189 5387371 -10697.94 Estimated results: 302.71 0.0000 th chibar2(01) = Prob > chibar2 = ey Var(u) = t re 18752.45 11339.23 3704.862 n 3.52e+08 1.29e+08 1.37e+07 va Test: sd = sqrt(Var) an Lu Pt12[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] om l.c Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Var gm (fraction of variance due to u_i) 2.5.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Pt12 e u 4.993301 8428165 -2228.596 k 3704.8617 11339.228 09645542 12.86 8.90 -2.99 [95% Conf Interval] jm sigma_u sigma_e rho 3370247 0775727 2160.588 P>|z| ht 4.332745 6907768 -6463.27 z vb EPS BVPS _cons Std Err z Coef z Pt12 t to 2.5.5 Kiểm định Hausman ng hi Coefficients (b) (B) re fe ep EPS BVPS 4.286524 6990591 (b-B) Difference 4.351673 6116557 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0651494 0874035 1068071 0240479 w n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg lo ad Test: Ho: difference in coefficients not systematic ju y th chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.04 Prob>chi2 = 0.0002 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 th t to PHỤ LỤC ng KẾT QUẢ HỒI QUY CÁC MƠ HÌNH ĐỐI VỚI CÁC CƠNG TY hi ep THUỘC LĨNH VỰC BẤT ĐỘNG SẢN 3.1 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt: w 3.1.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) n Source SS df MS 169 930038509 32822673.3 7.4071e+09 171 43316425.8 ad 1.8601e+09 5.5470e+09 y th lo Model Residual Total Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 28.34 0.0000 0.2511 0.2423 5729.1 ju yi Pt pl 1.440113 1684265 6367.612 Std Err t 3022434 0546962 1034.685 4.76 3.08 6.15 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.002 0.000 8434543 0604506 4325.041 2.036772 2764024 8410.184 n ua al EPS BVPS _cons Coef va n 3.1.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Number of obs Number of groups ll m within = 0.2751 between = 0.0713 overall = 0.2471 = = 172 Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 oi R-sq: fu Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr at nh F(2,165) Prob > F = -0.0320 = = z corr(u_i, Xb) 31.31 0.0000 z 6334613 1103143 3656.624 1.803639 32315 7640.505 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 4.79 Prob > F = 0.0011 om F test that all u_i=0: 0.000 0.000 0.000 l.c 2099.8221 5487.9596 12770466 4.11 4.02 5.60 [95% Conf Interval] gm sigma_u sigma_e rho 2963306 0538976 1008.861 P>|t| k 1.21855 2167322 5648.564 t jm EPS BVPS _cons Std Err ht Coef vb Pt an Lu n va ey t re th t to 3.1.3 Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2742 between = 0.0135 overall = 0.2499 w corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) = = 60.30 0.0000 n EPS BVPS _cons 1.320047 1945838 5946.941 sigma_u sigma_e rho 1049.3433 5487.9596 03527108 ad Coef y th lo Pt Std Err z ju 2973327 0539538 1122.116 4.44 3.61 5.30 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 7372859 0888363 3747.634 1.902809 3003313 8146.247 yi pl (fraction of variance due to u_i) ua al n 3.1.4 Kiểm định Breuscher – Pagan n va Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] 6581.522 5487.96 1049.343 at nh Var(u) = 14.98 0.0001 z chibar2(01) = Prob > chibar2 = z Test: 4.33e+07 3.01e+07 1101121 oi Pt e u sd = sqrt(Var) m Var ll fu Estimated results: vb 1.21855 2167322 3.114195 4740446 1605423 0557904 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 n va chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2800.19 Prob>chi2 = 0.0000 an Lu Test: om l.c 4.332745 6907768 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E gm EPS BVPS (b-B) Difference k Coefficients (b) (B) fe re jm ht 3.1.5 Kiểm định Hausman ey t re 3.2 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt3: th t to 3.2.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) ng Source SS df MS hi ep 2.0794e+09 6.3124e+09 169 1.0397e+09 37351410.1 Total 8.3918e+09 171 49075040.4 Model Residual w n lo ad Coef EPS BVPS _cons 1.691341 1398675 6632.1 Std Err t 322421 0583477 1103.76 5.25 2.40 6.01 = = = = = = 172 27.84 0.0000 0.2478 0.2389 6111.6 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.018 0.000 1.05485 0246832 4453.167 2.327833 2550518 8811.032 ju y th Pt3 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE yi 3.2.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Number of obs Number of groups pl Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr al within = 0.2891 between = 0.1022 overall = 0.2398 n ua R-sq: va = -0.0321 172 Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 F(2,165) Prob > F n corr(u_i, Xb) = = = = 33.56 0.0000 0.000 0.000 0.000 7713251 104908 3495.554 1.964249 3218809 7556.877 z (fraction of variance due to u_i) 9.17 Prob > F = 0.0000 3.2.3 Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Obs per group: = avg = max = Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) 818.60007 5594.6379 02096041 4.98 2.99 5.40 [95% Conf Interval] 0.000 0.003 0.000 9453396 0585567 3912.524 2.173232 2812201 8373.532 (fraction of variance due to u_i) th sigma_u sigma_e rho 3132436 0568029 1138.033 P>|z| ey 1.559286 1698884 6143.028 z t re EPS BVPS _cons Std Err n Coef 59.91 0.0000 va Pt3 = = 33 34.4 36 an Lu corr(u_i, X) 172 om R-sq: within = 0.2861 between = 0.0000 overall = 0.2464 = = l.c Number of obs Number of groups gm Random-effects GLS regression Group variable: Yr k jm ht F(4, 165) = vb F test that all u_i=0: 4.53 3.88 5.37 z 2981.0274 5594.6379 2211321 [95% Conf Interval] at sigma_u sigma_e rho 3020909 0549453 1028.472 P>|t| nh 1.367787 2133944 5526.215 t oi EPS BVPS _cons Std Err m Coef ll fu Pt3 t to 3.2.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ng hi Pt3[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] ep Estimated results: Var w Pt3 e u n lo ad Test: sd = sqrt(Var) 4.91e+07 3.13e+07 670106.1 7005.358 5594.638 818.6001 Var(u) = y th chibar2(01) = Prob > chibar2 = 61.07 0.0000 ju 3.2.5 Kiểm định Hausman yi Coefficients (b) (B) re fe pl (b-B) Difference al 1.367787 2133944 1.320047 1945838 0477398 0188106 0534057 010391 n ua EPS BVPS sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E n va 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 ll fu Test: oi m chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.12 Prob>chi2 = 0.0002 nh at 3.3 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt6: z 3.3.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) z SS df vb Source MS Total 9.5065e+09 171 55593438.8 EPS BVPS _cons 1.591749 1451017 6094.979 Std Err .352986 063879 1208.394 t 4.51 2.27 5.04 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.024 0.000 8949192 0189982 3709.487 2.288579 2712053 8480.47 om Coef l.c Pt6 gm 970278221 44768766.8 172 21.67 0.0000 0.2041 0.1947 6690.9 k 169 = = = = = = jm 1.9406e+09 7.5659e+09 ht Model Residual Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE an Lu n va ey t re th t to 3.3.2 Mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2268 between = 0.0357 overall = 0.1975 w corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0229 = = 24.20 0.0000 n EPS BVPS _cons 1.260913 2140089 5081.586 sigma_u sigma_e rho 2754.0438 6314.8622 15980613 ad Coef y th lo Pt6 Std Err t ju 3409805 0620186 1160.872 3.70 3.45 4.38 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.001 0.000 5876655 0915565 2789.508 1.93416 3364614 7373.664 yi pl (fraction of variance due to u_i) al F(4, 165) = 6.18 Prob > F = 0.0001 n ua F test that all u_i=0: ll within = 0.2207 between = 0.0985 overall = 0.2041 = = 172 Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 oi m R-sq: Number of obs Number of groups fu Random-effects GLS regression Group variable: Yr n va 3.3.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) nh Wald chi2(2) Prob > chi2 = = at corr(u_i, X) = (assumed) 43.62 0.0000 z 0.000 0.019 0.000 8792564 0249001 3643.284 (fraction of variance due to u_i) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects an Lu Pt6[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: chibar2(01) = Prob > chibar2 = 26.98 0.0000 th Var(u) = ey 7456.101 6314.862 299.7617 t re 5.56e+07 3.99e+07 89857.07 n Test: sd = sqrt(Var) va Var om l.c 3.3.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Pt6 e u 2.259029 2746782 8398.111 gm 299.76168 6314.8622 00224826 4.46 2.35 4.96 [95% Conf Interval] k sigma_u sigma_e rho 3519893 0637201 1212.989 P>|z| jm 1.569143 1497892 6020.698 z ht EPS BVPS _cons Std Err vb Coef z Pt6 t to 3.3.5 Kiểm định Hausman ng hi Coefficients (b) (B) fe re ep EPS BVPS 1.569143 1497892 (b-B) Difference 1.260913 2140089 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .3082297 -.0642197 0873428 0146265 w n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg lo ad Test: Ho: difference in coefficients not systematic ju y th chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 29.47 Prob>chi2 = 0.0000 yi pl al 3.4 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt9: Source SS n ua 3.4.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) 1.2970e+09 36039602.4 171 50787397.5 ll 8.6846e+09 169 fu Total Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n 2.5940e+09 6.0907e+09 MS va Model Residual df = = = = = = 172 35.99 0.0000 0.2987 0.2904 6003.3 3167086 057314 1084.204 5.83 2.90 4.62 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.004 0.000 z 1.847387 1661084 5013.068 t at EPS BVPS _cons Std Err nh Coef oi m Pt9 1.222173 0529649 2872.741 2.472602 2792519 7153.396 z R-sq: Obs per group: = avg = max = within = 0.3453 between = 0.1454 overall = 0.2925 F(2,165) Prob > F = -0.0376 2863.6627 5520.6356 21202151 0.000 0.000 0.000 9806669 1264274 1980.718 2.157812 3405304 5988.319 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 8.71 Prob > F = 0.0000 th F test that all u_i=0: 5.26 4.31 3.93 [95% Conf Interval] ey sigma_u sigma_e rho 298095 0542185 1014.868 P>|t| t re 1.569239 2334789 3984.518 t n EPS BVPS _cons Std Err 43.51 0.0000 va Coef 33 34.4 36 an Lu Pt9 = = 172 om corr(u_i, Xb) = = l.c Number of obs Number of groups gm Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr k jm ht vb 3.4.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) t to 3.4.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.3437 between = 0.0342 overall = 0.2970 w corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) = = 79.70 0.0000 n EPS BVPS _cons 1.703007 2011657 4432.076 sigma_u sigma_e rho 1014.3144 5520.6356 03265491 ad Coef y th lo Pt9 Std Err z ju 3057056 0554676 1145.874 5.57 3.63 3.87 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 1.103835 0924512 2186.205 2.302179 3098801 6677.947 yi pl (fraction of variance due to u_i) ua al n 3.4.4 Kiểm định Breuscher – Pagan n va Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt9[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] 7126.528 5520.636 1014.314 at nh Var(u) = 55.51 0.0000 z chibar2(01) = Prob > chibar2 = z Test: 5.08e+07 3.05e+07 1028834 oi Pt9 e u sd = sqrt(Var) m Var ll fu Estimated results: ht vb 1.569239 2334789 -.0000966 -.0836897 1871786 0334754 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 n ey t re 3.5 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt12: va chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.38 Prob>chi2 = 0.0249 an Lu Test: om l.c 1.569143 1497892 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E gm EPS BVPS (b-B) Difference k Coefficients (b) (B) fe re jm 3.4.5 Kiểm định Hausman th t to 3.5.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) ng Source SS df MS hi ep 2.6423e+09 7.0232e+09 169 1.3211e+09 41557311 Total 9.6655e+09 171 56523157.6 Model Residual w n lo ad Coef EPS BVPS _cons 1.910416 1567293 5881.639 Std Err t 3400898 0615452 1164.246 5.62 2.55 5.05 = = = = = = 172 31.79 0.0000 0.2734 0.2648 6446.5 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.012 0.000 1.239045 0352329 3583.301 2.581788 2782257 8179.978 ju y th Pt12 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE yi 3.5.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Number of obs Number of groups pl Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr al within = 0.3135 between = 0.2434 overall = 0.2690 n ua R-sq: va = -0.0454 172 Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 F(2,165) Prob > F n corr(u_i, Xb) = = = = 37.67 0.0000 0.000 0.000 0.000 1.045216 1015714 2724.473 2.330492 3353416 7100.208 z (fraction of variance due to u_i) 7.07 Prob > F = 0.0000 k 3.5.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) jm ht F(4, 165) = vb F test that all u_i=0: 5.19 3.69 4.43 z 2811.5191 6027.7541 17868252 [95% Conf Interval] at sigma_u sigma_e rho 3254776 0591989 1108.092 P>|t| nh 1.687854 2184565 4912.34 t oi EPS BVPS _cons Std Err m Coef ll fu Pt12 Obs per group: = avg = max = Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) 6027.7541 5.62 2.55 5.05 [95% Conf Interval] 0.000 0.011 0.000 1.243852 0361029 3599.759 2.57698 2773556 8163.52 th sigma_u sigma_e rho 3400898 0615452 1164.246 P>|z| ey 1.910416 1567293 5881.639 z t re EPS BVPS _cons Std Err n Coef 63.58 0.0000 va Pt12 = = 33 34.4 36 an Lu corr(u_i, X) 172 om R-sq: within = 0.3088 between = 0.0202 overall = 0.2734 = = l.c Number of obs Number of groups gm Random-effects GLS regression Group variable: Yr (fraction of variance due to u_i) t to 3.5.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ng hi Pt12[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] ep Estimated results: Var w Pt12 e u n lo ad Test: sd = sqrt(Var) 5.65e+07 3.63e+07 7518.188 6027.754 Var(u) = y th chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 ju 3.5.5 Kiểm định Hausman yi pl Coefficients (b) (B) fe re ua al (b-B) Difference 1.910416 1567293 n EPS BVPS 1.687854 2184565 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2225624 -.0617273 0986173 0168314 va n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic ll Ho: fu Test: m oi chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 16.23 Prob>chi2 = 0.0003 at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to PHỤ LỤC ng KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN hi ep w n lo SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -EPS 1.40 1.18 0.7161 0.2839 BVPS 1.40 1.18 0.7161 0.2839 -Mean VIF 1.40 ad y th ju Cond Eigenval Index 2.4745 1.0000 0.4463 2.3547 0.0792 5.5903 Condition Number 5.5903 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.7161 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 th