(Luận văn) mối quan hệ giữa tình trạng tránh thuế thu nhập doanh nghiệp và kiệt quệ tài chính của các công ty trên sở giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí minh

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH hi  ep w n lo ad ju y th VŨ HẢI ĐĂNG yi pl n ua al va n MỐI QUAN HỆ GIỮA TÌNH TRẠNG TRÁNH THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH CỦA CÁC CƠNG TY TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHỐN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH hi  ep w n lo ad ju y th VŨ HẢI ĐĂNG yi pl ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA TÌNH TRẠNG TRÁNH THUẾ THU NHẬP DOANH NGHIỆP VÀ KIỆT QUỆ TÀI CHÍNH CỦA CÁC CƠNG TY TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHỐN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH n va ll fu oi m at nh z z Mã số: 60340201 k jm ht vb Chuyên ngành: Tài Ngân hàng om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Trần Thị Hải Lý ey t re TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 LỜI CAM ĐOAN t to ng hi ep Tơi xin cam đoan là cơng trình nghiên cứu riêng tơi, có hỗ trợ từ người w hướng dẫn khoa học PGS.TS Trần Thị Hải Lý chưa công bố trước n lo Các số liệu sử dụng để phân tích, đánh giá luận văn có nguồn gốc rõ ad y th ràng tổng hợp từ nguồn thông tin đáng tin cậy Nội dung luận văn ju đảm bảo khơng chép cơng trình nghiên cứu khác yi pl Tp.HCM, ngày … tháng 05 năm 2017 al n ua Học viên n va ll fu oi m at nh Vũ Hải Đăng z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to ng hi TRANG PHỤ BÌA ep LỜI CAM ĐOAN w TÓM TẮT n lo ad MỤC LỤC y th DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ju yi DANH MỤC BẢNG BIỂU VÀ HÌNH VẼ pl ua al TĨM TẮT n CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU va Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu vấn đề nghiên cứu .2 1.3 Phương pháp nghiên cứu .3 1.4 Ý nghĩa điểm nghiên cứu 1.5 Bố cục nghiên cứu .3 n 1.1 ll fu oi m at nh z z CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ LÝ THUYẾT VÀ CÁC BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM .5 ht vb Lý thuyết kiệt quệ tài jm 2.1 Các quan điểm kiệt quệ tài .5 2.1.2 Các dấu hiệu để nhận biết kiệt quệ tài 10 2.1.3 Ảnh hưởng kiệt quệ tài 12 2.1.4 Mơ hình xác định kiệt quệ tài .15 om l.c gm an Lu 2.2 k 2.1.1 Lý thuyết tránh thuế 22 2.2.2 Tránh thuế thu nhập doanh nghiệp .23 Bằng chứng thực nghiệm tránh thuế thu nhập nước giới 24 Các mghiên cứu hành vi tránh thuế thu nhập doanh nghiệp: 24 2.3.2 Các nghiên cứu mối quan hệ kiệt quệ tài tránh thuế 25 ey 2.3.1 t re 2.3 n Thuế thu nhập doanh nghiệp .22 va 2.2.1 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 t to ng 3.1 Mơ hình nghiên cứu .28 3.2 Phương pháp nghiên cứu .31 hi ep w 3.2.1 Tính tốn biến kiệt quệ tài 31 3.2.2 Tính tốn biến tránh thuế 33 3.2.3 Phương pháp ước lượng 36 n lo 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 38 ad CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 42 y th 4.1 Phân tích thống kê ma trận hệ số tương quan: 42 ju Phân tích thống kê .42 4.1.2 Phân tích ma trận hệ số tương quan 44 pl al Kết thực nghiệm 45 n ua 4.2 yi 4.1.1 Kết hồi quy biến tránh thuế CTA 45 4.2.2 Kết hồi quy biến tránh thuế ETR 48 4.2.3 Kiểm định tính vững mơ hình FEM .50 4.2.4 Kết ước lượng FGLS 52 n va 4.2.1 ll fu oi m at nh CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 59 Kết luận 59 5.2 Ý nghĩa đề tài 59 z 5.1 z vb Đối với nhà quản trị tài .60 5.2.2 Đối với nhà đầu tư thị trường 60 5.2.3 Đối với nhà hoạch định thuế điều hành kinh tế .61 k jm gm Hạn chế hướng nghiên cứu 62 an Lu PHỤ LỤC om TÀI LIỆU THAM KHẢO l.c 5.3 ht 5.2.1 n va ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi ep BCTC Báo cáo tài DA Phân tích tách biệt w Mơ hình hiệu ứng cố định n FEM lo ad Phân tích đa biệt yi pl Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên n ua al REM (Feasible Generalized Least Squares) ju MDA Phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát y th FGLS 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 BẢNG BIỂU VÀ HÌNH VẼ t to ng hi ep Bảng 3.1 Kỳ vọng dấu biến phương trình tránh thuế Bảng 3.2 Tóm tắt quy trình chọn mẫu nghiên cứu Bảng 3.3 Tóm tắt liệu nghiên cứu w n Bảng 4.1 Kết phân tích thống kê biến lo ad Bảng 4.2 Phân tích tính tương quan biến y th Kết ước lượng CTA với mơ hình FEM ju Bảng 4.3 yi Kết ước lượng CTA với mơ hình REM Bảng 4.5 Kết ước lượng ETR với mơ hình FEM Bảng 4.6 Kết ước lượng ETR với mô hình REM Bảng 4.7 Kết kiểm định phương sai thay đổi Bảng 4.8 Kết kiểm định tượng tự tương quan Bảng 4.9 Tổng hợp kết ước lượng mơ hình FGLS Hình 1.1 Dự báo xác xuất kiệt quệ tài pl Bảng 4.4 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 TÓM TẮT t to ng hi Nghiên cứu tìm hiểu mối quan hệ tình trạng kiệt quệ tài hành vi ep tránh thuế thu nhập doanh nghiệp Công ty niêm yết sở giao dịch chứng w khoán Tp.HCM giai đoạn 2006 – 2015 Kết thực nghiệm trình bày thơng n lo qua liệu bảng gồm 64 công ty giai đoạn 2006 - 2015 việc sử dụng hai ad phương pháp ước lượng FEM REM để chọn phương pháp ước lượng tốt nhất, y th ju cuối sử dụng ước lượng FGLS để khắc phục nhược điểm mơ hình yi FEM có tượng tương quan chuỗi phương sai thay đổi Kết cho thấy pl al với mẫu nghiên cứu đề tài chưa thấy mối quan hệ đáng kể n ua tình trạng kiệt quệ tài đo lường 02 cách số Z-Score theo mơ n va hình phân tích đa biến Altman (1968) Mơ hình phân tích logit Ohlson ll fu (1980) hành vi tránh thuế thu nhập doanh nghiệp đo lường 02 cách Gupta oi m & Newberry (1997) Rego (2003) Richardson cộng (2014) Ngồi ra, với cơng ty niêm yết lâu đời thị trường chứng khoán hay cơng ty có địn nh at bẩy tài (vay nợ cao) không ảnh hưởng đồng biến đến hành vi tránh thuế z z nhà quản trị doanh nghiệp với cơng ty có quy mô lớn (thể qua k jm ảnh hưởng đáng kể đến hành vi tránh thuế ht vb tổng giá trị tài sản), tỷ lệ tài sản cố định cao, thị trường đánh giá cao om l.c gm Từ khóa: Kiệt quệ tài chính, tránh thuế thu nhập doanh nghiệp an Lu n va ey t re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU t to ng hi 1.1 Lý chọn đề tài ep Nền kinh tế Việt Nam ngày hội nhập với kinh tế giới, bên cạnh w thuận lợi từ việc hội nhập kinh tế Việt Nam chịu khơng n lo rủi ro, thách thức Về khía cạnh doanh nghiệp, bước vào thời kỳ tiếp cận với công ad nghệ đại, giao thương rộng lớn ngồi phải cạnh tranh với doanh nghiệp y th yi giới ju nội địa phải đứng trước cạnh tranh khốc liệt doanh nghiệp pl ua al Việc phải đối diện với cạnh tranh lớn, doanh nghiệp phải xây dựng n cho chiến lược dài hạn, biện pháp bảo đảm cho hoạt động bền va vững doanh nghiệp Tuy nhiên, bên cạnh doanh nghiệp trì hoạt n ll fu động có nhiều doanh nghiệp khơng thể trì hoạt động, tình trạng oi m tài trở nên khó khăn, rơi vào tình trạng kiệt quệ tài dẫn tới nhiều nh doanh nghiệp phải đến phá sản Theo báo cáo phủ tình hình thực at kế hoạch phát triển kinh tế - xã hội năm 2014, tháng đầu năm 2014, có z z 70,000 doanh nghiệp phá sản ngừng hoạt động (trong có 51,244 doanh nghiệp vb jm ht giải thể, phá sản 18,873 doanh nghiệp ngừng hoạt động) Không phủ nhận phá sản phương thức tích cực thị trường nhằm lọc doanh k gm nghiệp không tốt, giữ lại doanh nghiệp hoạt động tốt doanh nghiệp om mối nguy hại cho kinh tế quốc gia l.c phá sản q nhiều tạo tình khó khăn dẫn tới trở thành an Lu Để hạn chế tình trạng phá sản, mặt phải trì hoạt động kinh doanh tốt, mặt khác phải có chiến lược quản trị vốn dài hạn đáp ứng cách ey doanh nghiệp vi phạm pháp luật để trốn thuế, thay đó, doanh nghiệp t re chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp phải thực nghĩa vụ với kinh tế Các n phí quan trọng, mà đóng góp phần lớn chi phí doanh nghiệp va linh hoạt thời kỳ, đặc biệt thời kỳ khó khăn Theo đó, việc quản trị chi có chiến lược tránh thuế cách khai thác khoảng trống cách hợp pháp t to sách thuế để hạn chế tối đa chi phí thuế phát sinh ng hi Các doanh nghiệp hầu hết sử dụng nợ vay, hưởng lợi từ khoản chi ep phí tài cố định thơng qua lợi ích từ chắn thuế từ nợ sử dụng nợ vay hay gọi địn bẩy tài tiềm ẩn rủi ro tài nghiêm trọng w n hoạt động kinh doanh doanh nghiệp bị lỗ dẫn tới việc sử dụng nợ vay làm lo ad khuếch đại mức lỗ Các khoản lỗ hoạt động doanh nghiệp ju y th phép trì hỗn khoản thuế thu nhập doanh nghiệp vào năm sau theo luật thuế yi thu nhập doanh nghiệp pl Trên giới, có nhiều nghiên cứu tìm hiểu kiệt quệ tài chính, hành vi al n ua tránh thuế mối quan hệ chúng Việt Nam, theo tìm hiểu tác va giả, nghiên cứu trước chủ yếu tập trung vào mơ hình khác nhau, dạng n biến khác để dự báo tình trạng kiệt quệ tài chính, chưa có nghiên cứu mối ll fu m quan hệ kiệt quệ tài hành vi tránh thuế thu nhập doanh nghiệp nên tác oi giả thực đề tài nhằm đóng góp góc nhìn mối quan hệ kiệt nh at quệ tài hành vi tránh thuế doanh nghiệp Việt Nam z z 1.2 Mục tiêu vấn đề nghiên cứu vb jm ht Nghiên cứu thực để đo lường hành vi tránh thuế thu nhập doanh nghiệp k công ty kiểm tra mối tương quan tình trạng kiệt quệ tài hành  Làm rõ hành vi tránh thuế doanh nghiệp om l.c gm vi tránh thuế cơng ty Với mục tiêu trên, có vấn đề cần nghiên cứu là:  Tìm kiếm mơ hình tính tốn xác suất kiệt quệ tài phát an Lu triển giới áp dụng Việt Nam ey giai đoạn 2006 đến 2015 t re Đối tượng nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Tp.HCM n suất kiệt quệ tài va  Đo lường mối tương quan hành vi tránh thuế doanh nghiệp với xác McGuire, Sean T., Thomas C Omer and Dechun Wang (2012) “Tax Avoidance: t to Does Tax-Specific Industry Expertise Make a Difference?” The Accounting ng hi Review, 87 (3): 975–1003 ep Mehdi Feizi, Esmaeil Panahi, Farzad Keshavarz, Saeideh Mirzaee and Sayed w Mohsen Mosavi, The Impact of the Financial Distress on Tax Avoidance in Listed n lo Firms: Evidence from Tehran Stock Exchange, International Journal of Advanced ad ju y th Biotechnology and Research, Vol-7, Issue-1, 2016, pp373-382 yi Mehrani S, Seyedi S.J, 2014, investigating the impact of income tax and pl conservative accounting on corporate tax avoidance, knowledge of accounting and al n ua audit scientific periodical, Vol.3, No.10 va Merton R C., 1974 On the Pricing of Corporate Debt: The Risk Structure of n ll fu Interest Rates The Journal of Finance, 29(2), 449-470 m oi Ohlson J A., 1980 Financial Ratios and the Probabilistic Prediction of nh at Bankruptcy Journal of Accounting Research, 18(1), 109-131 z z Opler T C and Titman S., 1994 Financial Distress and Corporate Performance jm ht vb The Journal of Finance, 49(3), 1015-1040 k Perold F A., 1999 Long Term Capital Management, Case Study, Harward l.c gm Business School, 9-200-007 om Rego, S.O., 2003 Tax-avoidance activities of U.S multinational firms Contemp an Lu Account Res 20 (4), 805–833 ey t re Australia Journal homepage: www.elsevier.com/locate/ecmod n corporate tax avoidance spanning the global financial crisis: Evidence from va Richardson, G Taylor,G, Lanis,R (2014)"The impact of financial distress on Wruck K H., 1990 Financial Distress, Reorganization and Organizational t to Efficiency Journal of Financial Economics, 27, 419-444 ng hi ep Zayer A, Shafiei S, 2009, Impacts of the Global Financial Crisis on the Iranian Tax Revenues, tax special periodical, new release, No.4 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 1: Danh sách Công ty mẫu nghiên cứu đề tài hi ep Stt w n lo ad ju y th yi Tên Công ty Công ty Cổ phần Đầu tư Năm Bảy Bảy Công ty Cổ phần BIBICA Công ty Cổ phần Cáp treo Núi Bà Tây Ninh Công ty Cổ phần Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM Công ty Cổ phần Đầu tư Cầu Đường CII Công ty Cổ phần Xây dựng số Công ty Cổ phần Cát Lợi Công ty Cổ phần Vật tư - Xăng dầu Công ty Cổ phần Vicem Vật liệu Xây dựng Đà Nẵng Công ty Cổ phần Dược Hậu Giang Công ty Cổ phần Xuất nhập Y tế DOMESCO Công ty Cổ phần Bóng đèn Điện Quang Cơng ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta Công ty Cổ phần FPT Công ty Cổ phần Sản xuất Thương mại May Sài Gịn Cơng ty Cổ phần GEMADEPT Cơng ty Cổ phần Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập Bình Thạnh Cơng ty Cổ phần Xi măng Hà Tiên Công ty Cổ phần Nơng dược HAI Cơng ty Cổ phần Hóa An Cơng ty Cổ phần Tập đồn HAPACO Cơng ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh Cơng ty Cổ phần Xây dựng Kinh doanh Địa ốc Hịa Bình Cơng ty Cổ phần Tập đồn Hịa Phát Cơng ty Cổ phần Tập đồn Hoa Sen Cơng ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Nhà Đô thị IDICO Công ty Cổ phần Dược phẩm Imexpharm Công ty Cổ phần Đầu tư Dịch vụ Khánh Hội Công ty Cổ phần Điện lực Khánh Hịa Cơng ty Cổ phần Tập đồn Kido Cơng ty Cổ phần Mía đường Lam Sơn Cơng ty Cổ phần Khống sản Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng Công ty Cổ phần Lilama 10 Cơng ty Cổ phần In Bao bì Mỹ Châu pl oi at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re L10 MCP m 33 34 ll LBM fu 32 n HT1 HAI DHA HAP HMC HBC HPG HSG UIC IMP KHA KHP KDC LSS va 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 n GIL ua 17 al 10 11 12 13 14 15 16 Mã Chứng khoán NBB BBC TCT CII LGC SC5 CLC COM DXV DHG DMC DQC FMC FPT GMC GMD t to ng hi ep w n lo ad y th yi oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm TPC TNA TDH TRA SBT VPK VSC VNM VIC ll 56 57 58 59 60 61 62 63 64 fu TCM n 55 va TS4 SFC SMC n 52 53 54 ua SAV pl 51 Công ty Cổ phần Nam Việt Công ty Cổ phần Nam Việt (NAVIFICO) Công ty Cổ phần Giống trồng Trung Ương Tổng Công ty Cổ phần Dịch vụ Tổng hợp Dầu khí Tổng Cơng ty Gas Petrolimex - Công ty Cổ phần Công ty Cổ phần Pin Ắc quy miền Nam Công ty Cổ phần Xuất nhập PETROLIMEX Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu Đường thủy Petrolimex Công ty Cổ phần Nhiệt điện Phả Lại Tổng Công ty Cổ phần Khoan Dịch vụ Khoan Dầu khí Tổng Cơng ty Phân bón Hóa chất Dầu khí Cơng ty Cổ phần Đầu tư Cao su Quảng Nam Cơng ty Cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đơng Cơng ty Cổ phần Cơ Điện Lạnh Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển SACOM Công ty Cổ phần Dịch vụ Tổng hợp Sài Gịn Cơng ty Cổ phần Hợp tác Kinh tế Xuất nhập SAVIMEX Công ty Cổ phần Thủy sản số Cơng ty Cổ phần Nhiên liệu Sài Gịn Công ty Cổ phần Đầu tư Thương mại SMC Công ty Cổ phần Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công Công ty Cổ phần Nhựa Tân Đại Hưng Công ty Cổ phần Thương mại Xuất nhập Thiên Nam Công ty Cổ phần Phát triển Nhà Thủ Đức Công ty Cổ phần TRAPHACO Công ty Cổ phần Mía đường Thành Thành Cơng Tây Ninh Cơng ty Cổ phần Bao bì Dầu thực vật Cơng ty Cổ phần Container Việt Nam Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Tập đoàn VINGROUP al ANV NAV NSC PET PGC PAC PIT PJT PPC PVD DPM VHG RAL REE SAM SVC ju 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 an Lu n va ey t re Phụ lục 2: Hồi quy để lấy biến CTA t to ng hi Fixed-effects (within) regression Group variable: CKhoan Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: ep within = 0.1407 between = 0.0176 overall = 0.1084 w n corr(u_i, Xb) = = 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 94.14 0.0000 F(1,575) Prob > F = -0.0514 lo ad BTG Coef t 0146523 0028476 9.70 9.36 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 113388 0210554 1709452 0322414 yi 03910717 06927485 2416688 pl (fraction of variance due to u_i) ua al sigma_u sigma_e rho 1421666 0266484 ju y th TA _cons Std Err F test that all u_i=0: F(63, 575) = 3.18 Prob > F = 0.0000 n va Phụ lục 3: Thống kê mô tả biến n Obs Mean CTA ETR Face Size Lev 640 640 640 640 640 -1.56e-10 1676165 5.673438 27.73086 0830833 Cint Int Mktbk 640 640 640 1902254 2290908 9612437 Std Dev Min Max -.168631 -.1757564 24.48732 8316578 9225142 16 32.61116 6545187 ll fu Variable oi m 0763294 1111117 3.55303 1.374934 1353478 at nh z 0003952 0000426 078024 z 7857588 8612707 6.186512 k jm ht vb 1622213 1631318 6608106 om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 4: Hồi quy CTA với Zscore theo FEM t to ng hi Fixed-effects (within) regression Group variable: Ckhoan Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: ep within = 0.1142 between = 0.0043 overall = 0.0262 w n corr(u_i, Xb) = = 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 10.47 0.0000 F(7,569) Prob > F = -0.4568 lo ad CTA Coef Std Err y th 0015167 -.0036165 -.017784 -.0599194 -.0230195 -.0758156 0041669 5311463 ju yi pl 0009322 0015191 0073921 0426787 0278792 0340359 0051231 1959563 P>|t| 1.63 -2.38 -2.41 -1.40 -0.83 -2.23 0.81 2.71 [95% Conf Interval] 0.104 0.018 0.016 0.161 0.409 0.026 0.416 0.007 -.0003143 -.0066003 -.0323031 -.1437464 -.0777783 -.1426669 -.0058956 1462602 0033477 -.0006327 -.0032649 0239076 0317392 -.0089643 0142293 9160323 n ua al Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons t n (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(63, 569) = 2.67 ll fu 04866761 06554402 35539296 va sigma_u sigma_e rho Prob > F = 0.0000 oi m nh Hồi quy CTA với Ohlson theo FEM Number of obs Number of groups = = 640 64 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 = = 10.89 0.0000 at Fixed-effects (within) regression Group variable: Ckhoan z z t 0282583 0015182 0073887 0429237 0274369 0342403 0045504 1956758 sigma_u sigma_e rho 04612959 06539551 3322563 (fraction of variance due to u_i) -.1202285 -.0067394 -.0315774 -.1355252 -.070009 -.1343804 -.0012686 13245 -.0092218 -.0007756 -.0025523 0330914 0377708 0001252 0166066 9011201 n -.0647252 -.0037575 -.0170649 -.0512169 -.0161191 -.0671276 007669 516785 va Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons 0.022 0.014 0.021 0.233 0.557 0.050 0.092 0.008 [95% Conf Interval] an Lu Coef om CTA -2.29 -2.48 -2.31 -1.19 -0.59 -1.96 1.69 2.64 P>|t| l.c Std Err gm F(7,569) Prob > F = -0.3905 k jm ht corr(u_i, Xb) vb within = 0.1182 between = 0.0001 overall = 0.0412 ey t re F test that all u_i=0: F(63, 569) = 2.53 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5: Hồi quy CTA với ZScore theo REM t to ng hi Random-effects GLS regression Group variable: Ckhoan Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: ep within = 0.0925 between = 0.2963 overall = 0.1449 w n corr(u_i, X) = = 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 87.41 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) lo ad CTA Coef Std Err y th 0005112 -.0067474 003822 -.0860689 0105056 -.0926061 0121787 -.0548175 ju yi pl 0008462 000919 0029694 0290985 0210618 022354 0048735 0802274 P>|z| 0.60 -7.34 1.29 -2.96 0.50 -4.14 2.50 -0.68 0.546 0.000 0.198 0.003 0.618 0.000 0.012 0.494 [95% Conf Interval] -.0011474 -.0085487 -.0019979 -.1431009 -.0307747 -.1364191 0026268 -.2120602 0021698 -.0049462 0096419 -.029037 0517859 -.048793 0217307 1024253 n ua al Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons z n 02154912 06554402 09754771 va sigma_u sigma_e rho (fraction of variance due to u_i) ll fu oi m Hồi quy CTA với Ohlson theo REM Number of obs Number of groups = = 640 64 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 at nh Random-effects GLS regression Group variable: Ckhoan z -.0754598 -.0068555 0036883 -.0633004 0074524 -.077012 0124247 -.0457822 0247749 0009188 0029609 0297349 0209836 0229774 0043308 0796249 sigma_u sigma_e rho 02248126 06539551 10568991 (fraction of variance due to u_i) 0.002 0.000 0.213 0.033 0.722 0.001 0.004 0.565 [95% Conf Interval] -.1240177 -.0086563 -.0021149 -.1215798 -.0336747 -.1220469 0039365 -.2018441 -.0269019 -.0050547 0094915 -.005021 0485794 -.031977 0209129 1102798 n va Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons -3.05 -7.46 1.25 -2.13 0.36 -3.35 2.87 -0.57 P>|z| an Lu Coef om CTA l.c z 96.54 0.0000 gm Std Err = = k Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) jm ht vb corr(u_i, X) z within = 0.1016 between = 0.3289 overall = 0.1598 ey t re Phụ lục 6: Hồi quy ETR với Zscore theo FEM t to ng hi Fixed-effects (within) regression Group variable: Ckhoan Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: ep within = 0.1157 between = 0.0001 overall = 0.0554 w n corr(u_i, Xb) = = 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 10.64 0.0000 F(7,569) Prob > F = -0.2434 lo ad ETR Coef Std Err y th yi pl 0013679 0022292 0108472 0626269 0409101 0499444 0075176 2875472 n ua [95% Conf Interval] 0.942 0.000 0.216 0.382 0.604 0.133 0.510 0.337 -.0027866 0045785 -.0078718 -.0682315 -.0591211 -.0229631 -.0197246 -.8411979 002587 0133354 0347389 1777847 1015853 1732327 0098068 288369 n va (fraction of variance due to u_i) ll fu 06076448 09617958 28527926 P>|t| -0.07 4.02 1.24 0.87 0.52 1.50 -0.66 -0.96 al sigma_u sigma_e rho -.0000998 008957 0134336 0547766 0212321 0751348 -.0049589 -.2764145 ju Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons t Prob > F = 0.0000 oi m F test that all u_i=0: F(63, 569) = 3.37 at nh Hồi quy ETR với Ohlson theo FEM Number of obs Number of groups = = 640 64 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 z Fixed-effects (within) regression Group variable: Ckhoan z vb t sigma_u sigma_e rho 06041187 09612196 28315515 (fraction of variance due to u_i) -.0471387 0046998 -.0086717 -.0781849 -.0581645 -.0290844 -.0181862 -.8225061 116025 0134657 0339909 1696573 1002562 1686194 0080877 3073279 ey t re 0415356 0022315 0108604 0630917 0403282 0503283 0066884 2876152 n 0344431 0090828 0126596 0457362 0210458 0697675 -.0050492 -.2575891 va Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons 0.407 0.000 0.244 0.469 0.602 0.166 0.451 0.371 [95% Conf Interval] an Lu Coef om ETR 0.83 4.07 1.17 0.72 0.52 1.39 -0.75 -0.90 P>|t| 10.75 0.0000 l.c Std Err = = gm F(7,569) Prob > F = -0.2320 k jm corr(u_i, Xb) ht within = 0.1168 between = 0.0000 overall = 0.0578 F test that all u_i=0: F(63, 569) = 3.43 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 7: Hồi quy ETR với Zscore theo REM t to ng hi Random-effects GLS regression Group variable: Ckhoan Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: ep within = 0.1114 between = 0.0236 overall = 0.0777 w n corr(u_i, X) = = 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 68.13 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) lo ad ETR Coef Std Err y th yi pl 0012694 0014395 0050627 0467144 0331472 0360031 0072085 136107 0.67 6.69 0.41 2.47 -0.25 2.03 -1.13 0.26 P>|z| [95% Conf Interval] 0.505 0.000 0.680 0.013 0.801 0.042 0.259 0.796 -.0016427 0068097 -.007836 0238845 -.0733149 0025266 -.022266 -.2315098 0033333 0124526 0120093 2070017 0566198 1436563 005991 3020198 n va (fraction of variance due to u_i) ll fu 04519791 09617958 18088956 n ua al sigma_u sigma_e rho 0008453 0096311 0020866 1154431 -.0083475 0730914 -.0081375 035255 ju Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons z oi m Hồi quy ETR với Ohlson theo REM Number of obs Number of groups 640 64 = avg = max = 10 10.0 10 = = 68.63 0.0000 at = = ht nh Random-effects GLS regression Group variable: Ckhoan z Obs per group: z R-sq: 0376665 0014413 0050381 0475692 0329642 0368647 0064401 1350251 sigma_u sigma_e rho 04558258 09612196 18359412 (fraction of variance due to u_i) -.0403953 0069075 -.0083808 0039657 -.0685889 -.0089632 -.0182805 -.2136162 1072545 0125574 0113682 1904336 0606286 1355437 0069643 3156727 n 0334296 0097324 0014937 0971997 -.0039802 0632902 -.0056581 0510282 va Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons 0.375 0.000 0.767 0.041 0.904 0.086 0.380 0.705 [95% Conf Interval] an Lu Coef om ETR 0.89 6.75 0.30 2.04 -0.12 1.72 -0.88 0.38 P>|z| l.c z gm Std Err k Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) jm corr(u_i, X) vb within = 0.1137 between = 0.0190 overall = 0.0760 ey t re t to Phụ lục 8: Hausman Test ng Hausman Test CTA, Zscore hi ep hausman fe re w Coefficients (b) (B) fe re n lo 0015167 -.0036165 -.017784 -.0599194 -.0230195 -.0758156 0041669 ad Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk (b-B) Difference ju y th yi 0005112 -.0067474 003822 -.0860689 0105056 -.0926061 0121787 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0010054 0031309 -.021606 0261495 -.0335251 0167905 -.0080118 000391 0012096 0067694 031221 0182662 0256659 0015795 pl Test: Ho: n ua al b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic va n chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.18 Prob>chi2 = 0.0000 ll fu at ht 0135918 0012086 0067695 0309561 0176769 0253857 0013964 k jm Test: Ho: difference in coefficients not systematic n va ey t re chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.83 Prob>chi2 = 0.0002 an Lu b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg om l.c gm 0107346 003098 -.0207532 0120835 -.0235714 0098843 -.0047557 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E vb -.0754598 -.0068555 0036883 -.0633004 0074524 -.077012 0124247 (b-B) Difference z -.0647252 -.0037575 -.0170649 -.0512169 -.0161191 -.0671276 007669 z Coefficients (b) (B) fe1 re1 Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk nh hausman fe1 re1 oi m Hausman Test CTA, Ohlson Hausman Test ETR, Zscore t to hausman fe2 re2 ng hi Coefficients (b) (B) fe2 re2 ep w n -.0000998 008957 0134336 0547766 0212321 0751348 -.0049589 lo Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk (b-B) Difference ad 0008453 0096311 0020866 1154431 -.0083475 0730914 -.0081375 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0009451 -.0006741 011347 -.0606665 0295796 0020434 0031785 0005097 0017021 0095932 041712 023977 0346153 0021335 y th ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Ho: difference in coefficients not systematic pl Test: al n ua chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.74 Prob>chi2 = 0.0276 n va ll fu Hausman Test ETR, Ohlson ht vb 0175056 0017035 0096211 0414455 023232 0342627 0018054 k jm 0010136 -.0006497 0111659 -.0514635 025026 0064773 0006089 z 0334296 0097324 0014937 0971997 -.0039802 0632902 -.0056581 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z 0344431 0090828 0126596 0457362 0210458 0697675 -.0050492 (b-B) Difference at Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk nh Coefficients (b) (B) fe3 re3 oi m hausman fe3 re3 gm Test: Ho: difference in coefficients not systematic an Lu chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.55 Prob>chi2 = 0.0296 om l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n va ey t re Phụ lục 9: Kiểm định phương sai thay đổi t to Kiểm định phương sai thay đổi CTA, Zsore ng hi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i w n 17149.58 0.0000 lo chi2 (64) = Prob>chi2 = ad ju y th yi Kiểm định phương sai thay đổi CTA, Ohlson pl n ua al Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n va H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ll oi m 29570.41 0.0000 fu chi2 (64) = Prob>chi2 = at nh z Kiểm định phương sai thay đổi ETR, Zsore z n va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model an Lu Kiểm định phương sai thay đổi ETR, Ohlson om l.c 6934.86 0.0000 gm chi2 (64) = Prob>chi2 = k H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i jm ht vb Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model 6889.51 0.0000 ey chi2 (64) = Prob>chi2 = t re H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Phụ lục 10: Kiểm định tương quan chuỗi t to Kiểm định tương quan chuỗi CTA, Zsore ng hi xtserial CTA Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk ep w Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 63) = 12.685 Prob > F = 0.0007 n lo ad y th ju Kiểm định tương quan chuỗi CTA, Ohlson yi pl xtserial CTA Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk ua al n Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 63) = 12.002 Prob > F = 0.0010 n va ll fu oi m at nh Kiểm định tương quan chuỗi ETR, Zsore z xtserial ETR Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk z vb k jm ht Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 63) = 4.640 Prob > F = 0.0351 om l.c gm Kiểm định tương quan chuỗi ETR, Ohlson xtserial ETR Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk an Lu n va ey t re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 63) = 4.414 Prob > F = 0.0396 Phụ lục 11: Kiểm định FGLS t to Kiểm định FGLS CTA, Zscore ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels w n lo ad ju y th pl 0011246 -.0060819 0067469 -.069078 0242687 -.0646034 0095978 -.151291 000837 0005827 0014323 0162508 0127126 0132707 0027275 0408507 [95% Conf Interval] P>|z| z Std Err n ua al n va 1.34 -10.44 4.71 -4.25 1.91 -4.87 3.52 -3.70 ll fu Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons Coef yi CTA 640 64 10 182.32 0.0000 = = = = = Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 64 = Estimated covariances Estimated autocorrelations = = Estimated coefficients (0.3484) 0027651 -.0049399 0095542 -.037227 0491849 -.0385933 0149436 -.071225 -.0005159 -.0072239 0039396 -.100929 -.0006475 -.0906136 0042521 -.231357 0.179 0.000 0.000 0.000 0.056 0.000 0.000 0.000 oi m at nh Kiểm định FGLS CTA, Ohlson Cross-sectional time-series FGLS regression z generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels z z ey t re -.0521384 -.0054281 0090775 -.0119704 04643 -.0209049 0142243 -.0487883 n -.0979065 -.0076903 00349 -.0773714 -.0057558 -.0714025 0042765 -.2062425 va 0.000 0.000 0.000 0.007 0.127 0.000 0.000 0.002 [95% Conf Interval] an Lu -6.43 -11.37 4.41 -2.68 1.53 -3.58 3.65 -3.17 P>|z| 640 64 10 219.40 0.0000 om 0116757 0005771 0014254 0166842 0133129 0128823 0025377 0401676 = = = = = l.c -.0750224 -.0065592 0062838 -.0446709 0203371 -.0461537 0092504 -.1275154 Std Err Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 gm Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons 64 k Coef jm CTA (0.3680) ht Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = vb Coefficients: Panels: Correlation: Kiểm định FGLS ETR, Zscore t to Cross-sectional time-series FGLS regression ng hi Coefficients: Panels: Correlation: ep generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels 64 w Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.4567) n Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 lo = = = = = 640 64 10 96.95 0.0000 ad y th ETR Std Err ju 0008241 0098364 -.0058676 0949904 -.0716633 031047 -.0051222 2769055 yi pl 0007541 001074 0024832 0360431 0243336 0228797 0042015 069892 z P>|z| 1.09 9.16 -2.36 2.64 -2.95 1.36 -1.22 3.96 n ua al [95% Conf Interval] 0.274 0.000 0.018 0.008 0.003 0.175 0.223 0.000 -.000654 0077315 -.0107347 0243471 -.1193564 -.0137964 -.0133569 1399197 0023021 0119413 -.0010006 1656336 -.0239703 0758905 0031125 4138913 n va Zscore Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons Coef fu ll Kiểm định FGLS ETR, Ohlson m oi Cross-sectional time-series FGLS regression nh generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels at z Coefficients: Panels: Correlation: (0.4655) z 64 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 = = = = = 0.285 0.000 0.013 0.036 0.007 0.321 0.451 0.000 -.0249933 0079264 -.011156 005218 -.1153389 -.0226792 -.0104312 1481476 08506 0122322 -.0013164 1526843 -.0178665 0692233 0046325 4232049 n 1.07 9.18 -2.48 2.10 -2.68 0.99 -0.75 4.07 [95% Conf Interval] va 0280753 0010985 0025102 0376196 0248659 0234449 0038428 070169 P>|z| an Lu 0300333 0100793 -.0062362 0789511 -.0666027 0232721 -.0028994 2856763 z om Ohlson Face Size Lev Cint Int Mktbk _cons Std Err l.c Coef 640 64 10 96.00 0.0000 gm ETR k jm ht vb Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ey t re