(Luận văn) tác động của đòn bẩy tài chính đến quyết định đầu tư của các công ty niêm yết bằng chứng thực nghiệm tại việt nam

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 ju y th ĐẶNG DUY TÂN yi pl al n ua TÁC ĐỘNG CỦA ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH n va ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG fu ll THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM oi m at nh z z jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm an Lu n va ey t re TP Hồ Chí Minh – Năm 2017 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 ju y th ĐẶNG DUY TÂN yi pl al n ua TÁC ĐỘNG CỦA ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH n va ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG fu ll THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM oi m nh at Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z z Mã số: 60340201 jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va GS TS TRẦN NGỌC THƠ om l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: ey t re TP Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan luận văn thạc sỹ kinh tế “TÁC ĐỘNG CỦA ĐỊN BẨY TÀI ng CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - hi ep BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM” cơng trình nghiên cứu cá nhân hướng dẫn PGS.TS Trần Ngọc Thơ Nguồn liệu sử dụng w để phân tích đề tài lấy từ trung tâm liệu Khoa Tài Chính – Đại học n lo Kinh tế Thành Phố Hồ Chí Minh Tôi cam đoan nội dung luận văn độc lập, không ad y th chép từ cơng trình khác ju Người viết yi pl n ua al n va ll fu oi m Học viên cao học khóa 24 at nh Trường Đại học Kinh tế Thành Phố Hồ Chí Minh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to Trang phụ bìa ng Lời cam đoan hi ep Mục lục Danh mục bảng w n TÓM TẮT lo CHƯƠNG – GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI ad ju y th 1.1 Lý chọn đề tài yi 1.2 Mục tiêu nghiên cứu pl ua al 1.3 Phương pháp liệu nghiên cứu n 1.4 Bố cục luận văn va n CHƯƠNG – CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU fu ll TRƯỚC ĐÂY .4 m oi 2.1 Đầu tư đòn bẩy nh at 2.1.1 Các nghiên cứu nước z z 2.1.2 Nghiên cứu nước 14 vb jm ht 2.2 Đầu tư lợi nhuận .15 k 2.3 Đầu tư khoản 15 gm l.c 2.4 Đầu tư doanh số 16 om 2.5 Đầu tư Tobin’Q 16 an Lu 2.6 Đầu tư dòng tiền tự 16 CHƯƠNG – PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU, MƠ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN ey t re 3.2 Phương pháp nghiên cứu 20 n 3.1 Cơ sở liệu .20 va CỨU 20 3.3 Mơ hình nghiên cứu biến 22 t to CHƯƠNG – NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 ng hi 4.1.Phân tích cho tồn mẫu 27 ep 4.1.1 Thống kê mô tả biến 27 w 4.1.2.1 Kết hồi quy 27 n lo 4.1.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 30 ad ju y th 4.2.Phân tích cho trường hợp cơng ty có hội tăng trưởng cao .34 4.2.1 Thống kê mô tả biến 34 yi pl 4.2.2 Kết nghiên cứu tác động đòn bẩy lên đầu tư .34 ua al 4.2.2.1 Kết hồi quy 34 n n va 4.2.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 37 ll fu 4.2.2 Tóm lượt kết nghiên cứu so với kỳ vọng 40 oi m 4.3.Phân tích cho trường hợp cơng ty có hội tăng trưởng thấp 41 at nh 4.3.1 Thống kê mô tả biến 41 z 4.3.2 Kết nghiên cứu tác động đòn bẩy lên đầu tư .41 z ht vb 4.3.2.1 Kết hồi quy 41 jm 4.3.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 44 k 4.3.2 Tóm lượt kết nghiên cứu so với kỳ vọng 47 gm l.c 4.4 Thảo luận kết nghiên cứu 47 om CHƯƠNG – KẾT LUẬN .52 an Lu TÀI LIỆU THAM KHẢO n va PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY STATA .3 ey t re DANH MỤC BẢNG t to Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu trước 18 ng Bảng 3.1: Bảng tổng hợp biến sử dụng mơ hình nghiên cứu giả thiết hi ep nghiên cứu 26 Bảng 3.2: Mô tả số công ty số mẫu quan sát từ năm 2007 đến năm 2015 26 w n Bảng 4.1 Thống kế mơ tả liệu nghiên cứu cho tồn mẫu 27 lo Bảng 4.2 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho toàn mẫu 28 ad y th Bảng 4.3 So sánh ước lượng phương pháp GMM 32 ju Bảng 4.4 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp toàn mẫu .33 yi pl Bảng 4.5 Thống kế mô tả liệu nghiên cứu cho trường hợp cơng ty có hội tăng ua al trưởng cao 34 n Bảng 4.6 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho trường hợp công va n ty có hội tăng trưởng cao 35 ll fu Bảng 4.7 Kết ước lượng phương pháp GMM cho công ty tăng trưởng cao m oi .39 at nh Bảng 4.8 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp Cơng ty có hội tăng trưởng cao 40 z z Bảng 4.9 Thống kế mô tả liệu nghiên cứu cho trường hợp công ty có hội tăng vb jm ht trưởng thấp 41 Bảng 4.10 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho trường hợp cơng k gm ty có hội tăng trưởng thấp 42 l.c 4.11 Kết ước lượng GMM cho công ty tăng trưởng thấp 46 om Bảng 4.12 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp cơng ty có hộităng an Lu trưởngthấp 47 n va ey t re TÓM TẮT t to Nghiên cứu tác động địn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp sử dụng số liệu ng công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam khoảng giai hi ep đoạn từ năm 2007 đến năm 2015 Nghiên cứu đóng góp thêm chứng thực nghiệm tác động địn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp w Kết cho thấy mối quan hệ nghịch chiều địn bẩy tài đầu tư doanh n lo nghiệp, đặc biệt công ty tăng trưởng thấp Kết phù hợp với lý ad ju thấp y th thuyết đòn bẩy có vai trị hạn chế đầu tư q mức công ty tăng trưởng yi pl Từ khóa: Địn bẩy tài chính, đầu tư doanh nghiệp, FFM, hội tăng trưởng 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 CHƯƠNG – GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI t to 1.1 Lý chọn đề tài ng Quyết định đầu tư định quan trọng hàng đầu doanh nghiệp hi ep Mối quan hệ định tài trợ mà cụ thể đòn bẩy với định đầu tư chủ đề nhận nhiều quan tâm, giới học thuật thực hành w tài Bản chất mối quan hệ mối quan hệ nội sinh, địn n lo bẩy định đầu tư có tác động qua lại lẫn Do đó, việc nghiên cứu mối ad y th tương quan đòi hỏi kỹ thuật xử lý chặt chẽ mơ hình định lượng ju để đưa ước lượng xác yi pl Nghiên cứu tác động đòn bẩy hoạt động đầu tư tiến hành ua al nhiều thị trường, thị trường phát triển Ở Việt Nam có n số nghiên cứu đề cập đến vấn đề này, nhiên theo tìm hiểu tác giả, va n nghiên cứu chưa xử lý triệt để vấn đề nội sinh hai biến này, dẫn đến độ tin ll fu cậy thấp ước lượng Ngồi ra, có nghiên cứu đề cập đến mối quan oi m hệ đòn bẩy hoạt động đầu tư với hội tăng trưởng at nh Các nghiên cứu giới cung cấp chứng cho thấy công ty với hội tăng trưởng khác có mối quan hệ khác đòn bẩy hoạt động z z đầu tư Đây điều đề xuất lý thuyết chi phí đại diện Tác động vb jm ht đòn bẩy lên hoạt động đầu tư ứng với khác biệt hội tăng trưởng dẫn đến vấn đề đầu tư mức đầu tư mức Đây vấn đề nhận k gm quan tâm lớn Việt Nam Do luận văn thực để làm rõ mối quan hệ l.c đòn bẩy tài hoạt động đầu tư cơng ty hoạt động Việt om Nam, để từ giúp nhà quản trị doanh nghiệp đưa định hợp 1.2 Mục tiêu nghiên cứu an Lu lý, góp phần nâng cao giá trị doanh nghiệp ey t re chứng khoán Việt Nam Cụ thể với mục đích giải câu hỏi sau đây: n đầu tư doanh nghiệp xem xét trường hợp công ty niêm yết thị trường va Mục tiêu viết kiểm định tác động địn bẩy tài đến định Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam có chứng minh địn bẩy tài có tác động t to đến đầu tư doanh nghiệp hay khơng? ng Nếu địn bẩy tài có tác động đến đầu tư doanh nghiệp tác động theo hi ep hướng nào? Ảnh hưởng địn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp có khác w cơng ty tăng trưởng cao công ty tăng trưởng thấp? n lo Nghiên cứu nhằm cung cấp thêm chứng mối quan hệ đòn bẩy tài ad y th định đầu tư khoản thời gian từ năm 2007 đến năm 2015 ju 1.3 Phương pháp liệu nghiên cứu yi pl Bài nghiên cứu áp dụng phương pháp nghiên cứu Varouj A Aivazian, Ying Ge, ua al Jiapng Qiu (2005) để kiểm định tác động địn bẩy tài đến định đầu tư n doanh nghiệp Việt Nam Tác giả thực luận văn theo phương pháp va n nghiên cứu định lượng với hỗ trợ phần mềm Stata Mơ hình ll fu nghiên cứu sử dụng liệu bảng (data panel) với hai thước đo thay đòn bẩy oi m hồi quy theo ba phương pháp: pooling (hiệu ứng tổng hợp), random effect (hiệu at nh ứng ngẫu nhiên) fixed effect (hiệu ứng cố định) Ðể tìm hiểu xem phương pháp hồi quy phù hợp ba phương pháp trên, tác giả sử dụng hai kiểm định z z Lagrangian Multiplier (LM test, Breusch Pagan 1980) kiểm định Hausman jm ht vb (Hausman 1978) Nguồn liệu để phân tích báo cáo tài kiểm tốn công k gm ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HSX) l.c Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) khoản thời gian từ năm 2007 đến om năm 2015 Các liệu thu thập chủ yếu từ nguồn liệu Khoa Tài Chính – Đại http://vietstock.vn, http://www.fpts.com.vn an Lu học Kinh tế TP HCM websitehttp://www.hsx.vn, http://www.hnx.vn, ey hệ thống sở liệu Sở giao dịch chứng khốn Thành Phố Hồ Chí Minh Sở t re Dữ liệu giá thị trường cổ phiếu giá đóng cửa cơng ty thu thập từ n bị loại khỏi mẫu va Các quan sát thiếu số liệu quan sát có số liệu dị biệt khơng có tính đại diện giao dịch chứng khoán Hà Nội vào thời điểm giao dịch cuối năm nghiên t to cứu ng Công ty chọn mẫu quan sát có liệu từ năm trở lên Sau thu thập hi ep liệu, kiểm tra liệu, lọc bỏ liệu dị biệt Nghiên cứu giữ lại cơng ty có liệu đầy đủ cho tất biến số mà nghiên cứu sử dụng mơ hình w Mẫu sau nghiên cứu gồm 2593 quan sát từ năm 2007 đến năm 2015 thuộc n lo ad dạng liệu bảng không cân y th 1.4 Bố cục luận văn ju Kết cấu luận văn bao gồm chương: yi pl Chương 1: Giới thiệu đề tài, chương tác giả nêu lý chọn đền tài, mục n văn ua al tiêu nghiên cứu, phương pháp phạm vi nghiên cứu Luận văn bố cục Luận va n Chương 2: Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu trước đây, chương ll fu tác giả trình bày sở lý thuyết định đầu tư định tài trợ, tổng oi m hợp đúc kết chứng thực nghiệm giới mối quan hệ địn at nh bẩy tài định đầu tư doanh nghiệp Chương 3: Phương pháp liệu nghiên cứu, phần tác giả trình bày z z chi tiết phương pháp nghiên cứu, mơ hình nghiên cứu, sở liệu, biến độc lập, jm ht vb biến phụ thuộc mơ hình Chương 4: Kết nghiên cứu, phần tác giả đưa kết ảnh hưởng k l.c (Fixed Effects Model) để đưa kết luận gm địn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp theo phương pháp ảnh hưởng cố định om Chương 5: Kết luận, chương tác giả đúc kết lại kết luận nghiên để làm tiền đề cho hướng nghiên cứu an Lu cứu đưa hạn chế đề tài Chính từ hạn chế đề tài dung n va ey t re  Mơ hình REM t to ng hi Number of obs Number of groups = = 750 191 R-sq: Obs per group: = avg = max = 3.9 ep Random-effects GLS regression Group variable: Country within = 0.0190 between = 0.0112 overall = 0.0301 w corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 23.05 0.0008 n lo Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 0271291 -2.722133 -.0031952 -.0011828 -5.955401 -.0035289 2.401129 ad IN Std Err ju y th yi pl 0177615 7149127 0047923 0032435 1.925463 0259633 475024 P>|z| 1.53 -3.81 -0.67 -0.36 -3.09 -0.14 5.05 [95% Conf Interval] 0.127 0.000 0.505 0.715 0.002 0.892 0.000 -.0076829 -4.123337 -.012588 -.0075399 -9.729239 -.0544159 1.470099 0619411 -1.32093 0061975 0051743 -2.181562 0473582 3.332159 n ua al 3.4494676 va (fraction of variance due to u_i) n sigma_u sigma_e rho z ll fu at R-sq: Number of obs Number of groups nh Random-effects GLS regression Group variable: Country oi m z within = 0.0103 between = 0.0043 overall = 0.0121 750 191 Obs per group: = avg = max = 3.9 z = = vb Wald chi2(6) Prob > chi2 = = ht = (assumed) 9.13 0.1665 k jm corr(u_i, X) Std Err z 0178831 9942361 004814 0032977 1.832231 0249295 2395788 sigma_u sigma_e rho 3.4643295 (fraction of variance due to u_i) -.0008148 -2.798978 -.0109175 -.008686 -6.996834 -.0226214 3969043 0692856 1.098356 0079531 0042409 1853783 0751005 1.336036 an Lu 0342354 -.8503107 -.0014822 -.0022226 -3.405728 0262396 8664701 om CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 0.056 0.392 0.758 0.500 0.063 0.293 0.000 [95% Conf Interval] l.c Coef 1.91 -0.86 -0.31 -0.67 -1.86 1.05 3.62 P>|z| gm IN n va ey t re  Kiểm định Hausman (lựa chọn REM FEM) t to hausman fe1 re1 ng Coefficients (b) (B) fe1 re1 hi ep w n lo ad CF LEV1 Q SALE ROA LIQ 0649411 -4.175319 -.0112773 -.000297 -2.662063 0034981 (b-B) Difference 0271291 -2.722133 -.0031952 -.0011828 -5.955401 -.0035289 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .037812 -1.453185 -.0080821 0008858 3.293337 007027 0319888 1.351595 0034897 004306 2.703797 0150463 y th ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Test: Ho: difference in coefficients not systematic pl n ua al chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.64 Prob>chi2 = 0.0232 va n fu Coefficients (b) (B) fe1 re1 ll (b-B) Difference 03014 -2.178905 -.010182 0016882 2.387267 0038003 0324901 1.569475 003499 0043079 2.684627 0121439 at z z 0342354 -.8503107 -.0014822 -.0022226 -3.405728 0262396 nh 0643754 -3.029215 -.0116642 -.0005344 -1.01846 0300398 oi m CF LEV2 Q SALE ROA LIQ sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E vb Test: Ho: difference in coefficients not systematic om l.c gm chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.91 Prob>chi2 = 0.0143 k jm ht b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg an Lu n va ey t re  Kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian(lựa chọn Pooled OLS t to REM) ng Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects hi ep IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) w n lo IN e u ad y th Test: 13.33204 11.89883 3.651307 3.449468 Var(u) = ju chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 yi pl ua al Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] n Var sd = sqrt(Var) n va Estimated results: fu IN e u 3.651307 3.464329 ll oi m Var(u) = 0.00 1.0000 at chibar2(01) = Prob > chibar2 = nh Test: 13.33204 12.00158 z z ht vb k jm  Phân tích tương quan: LEV1 LEV2 Q 1.0000 0.0749 -0.1144 -0.0233 -0.0101 0.0490 -0.0479 0.0368 1.0000 -0.1232 -0.0949 -0.0087 0.7663 0.1394 0.0094 1.0000 0.3840 -0.1624 -0.0226 -0.4160 -0.3192 1.0000 -0.0529 -0.1337 -0.2255 -0.0570 1.0000 -0.0058 0.0819 0.1595 SALE ROA LIQ om l.c CF gm 1.0000 0.0541 1.0000 n va 1.0000 0.0130 -0.0164 an Lu IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ IN ey t re t to  Kiểm định tượng đa cộng tuyến: ng hi ep w n lo ad VIF 1/VIF CF SALE LEV1 ROA LIQ Q 2.55 2.49 1.38 1.25 1.14 1.04 0.392271 0.402221 0.725090 0.801553 0.877898 0.958678 Mean VIF 1.64 ju y th Variable yi 2.54 2.52 1.11 1.08 1.03 1.03 0.394120 0.396289 0.901587 0.925578 0.967643 0.969841 n ua ll fu oi m 1.55 n va Mean VIF 1/VIF al CF SALE ROA LEV2 Q LIQ VIF pl Variable nh at  Kiểm định tượng tự tương quan: z xtserial IN CF LEV1 Q SALE ROA LIQ z k jm ht vb Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 109) = 0.359 Prob > F = 0.5500 om l.c an Lu Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 109) = 0.357 Prob > F = 0.5515 gm xtserial IN CF LEV2 Q SALE ROA LIQ n va ey t re  Kiểm định tượng phương sai sai số không đổi: t to ng Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model hi ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (191) = Prob>chi2 = 1.9e+39 0.0000 w n lo Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ad ju y th H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i yi chi2 (191) = Prob>chi2 = 1.7e+37 0.0000 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  Khắc phục vi phạm giả định hồi quy phương pháp GMM t to ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 31 Wald chi2(6) = 111.87 Prob > chi2 = 0.000 w Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 517 147 3.52 n lo IN Coef ad 0053374 -1.673359 0318428 0040134 -4.891276 -.1440078 1.49381 ju y th CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons Std Err z yi pl 0.31 -2.00 6.72 2.16 -2.56 -1.15 2.43 [95% Conf Interval] 0.756 0.046 0.000 0.031 0.011 0.250 0.015 -.0283808 -3.316836 0225605 0003724 -8.641848 -.3893919 2871442 0390556 -.0298814 0411251 0076543 -1.140703 1013762 2.700475 ua al 0172035 8385242 004736 0018577 1.913593 1251983 6156569 P>|z| Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable n va n Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(LEV1 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(LEV1 SALE) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = 0.352 0.359 jm Prob > chi2 = 0.042 k gm Prob > chi2 = om 0.572 0.227 chi2 = chi2 = 0.290 0.598 n va chi2 = chi2 = an Lu Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(10) = 8.59 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 17.58 Prob > iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(22) = 25.14 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.03 Prob > 0.345 l.c overid restrictions: chi2(24) = 37.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(24) = 26.17 weakened by many instruments.) -0.93 0.92 ht Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = ey t re Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM t to ng Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 37 Wald chi2(6) = 100.43 Prob > chi2 = 0.000 hi ep Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 2116296 -.788452 0593684 -.0015332 -3.233853 9655445 -2.012467 Std Err z P>|z| = = = = = 750 191 3.93 [95% Conf Interval] w IN Number of obs Number of groups Obs per group: avg max n lo ad ju y th 0679981 1.045295 01528 0010031 1.734051 1221971 2875655 3.11 -0.75 3.89 -1.53 -1.86 7.90 -7.00 0.002 0.451 0.000 0.126 0.062 0.000 0.000 0783557 -2.837192 02942 -.0034991 -6.63253 7260427 -2.576085 3449034 1.260288 0893167 0004328 1648237 1.205046 -1.448849 yi pl Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable al n ua Instruments for first differences equation Standard D.IV GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/8).LEV2 Instruments for levels equation Standard IV _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.LEV2 n va ll fu oi m at nh Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z -1.19 1.14 0.234 0.253 Prob > chi2 = 1.000 z Pr > z = Pr > z = jm Prob > chi2 = chi2 = chi2 = l.c gm chi2 = chi2 = 0.195 0.865 0.217 0.392 om an Lu Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(23) = 27.96 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 7.36 Prob > iv(IV) Hansen test excluding group: chi2(29) = 35.29 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.03 Prob > 0.231 k overid restrictions: chi2(30) = 6.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(30) = 35.32 weakened by many instruments.) ht vb Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but n va ey t re PHỤ LỤC t to KẾT QUẢ HỒI QUY CHO TRƯỜNG HỢP CƠNG TY CĨ CƠ ng hi HỘI TĂNG TRƯỞNG THẤP ep  Mơ hình Pooled OLS w Source SS df MS n Number of obs F( 6, 1833) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE lo ad Model Residual y th Total 49662.4682 129018.508 1833 8277.07803 70.3865291 178680.976 1839 97.1620315 = = = = = = 1840 117.59 0.0000 0.2779 0.2756 8.3897 ju Coef pl 4366707 2065518 -.6469176 -.0057844 -14.1747 3379231 6127142 Std Err .0168236 1.590244 1.469923 0012107 2.68812 0775521 852735 t n ua al n va P>|t| 25.96 0.13 -0.44 -4.78 -5.27 4.36 0.72 [95% Conf Interval] 0.000 0.897 0.660 0.000 0.000 0.000 0.473 4036754 -2.912329 -3.529817 -.0081588 -19.4468 1858235 -1.05972 469666 3.325433 2.235982 -.0034099 -8.902601 4900228 2.285148 ll fu CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons yi IN SS df MS oi m Source 8509.22046 69.6266521 Total 178680.976 1839 97.1620315 z 1833 at 51055.3227 127625.653 nh Model Residual Number of obs F( 6, 1833) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE z = = = = = = 1840 122.21 0.0000 0.2857 0.2834 8.3443 0.000 0.000 0.074 0.000 0.000 0.000 0.333 3989692 3.49333 -4.106868 -.0075762 -18.04201 1644545 -.7906629 4647342 8.945386 1878469 -.0028362 -7.857451 4488019 2.332864 om 25.76 4.47 -1.79 -4.31 -4.99 4.23 0.97 [95% Conf Interval] l.c 016766 1.389938 1.094887 0012084 2.596434 072491 7963065 P>|t| gm 4318517 6.219358 -1.95951 -.0052062 -12.94973 3066282 7711003 t k CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons Std Err jm Coef ht vb IN an Lu n va ey t re t to  Mơ hình FEM ng hi ep Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 Fixed-effects (within) regression Group variable: Country within = 0.3690 between = 0.0723 overall = 0.2539 w n lo corr(u_i, Xb) F(6,1498) Prob > F = -0.3148 = = 146.00 0.0000 ad y th IN 5254842 -11.96534 1.213925 -.0041237 -23.63229 2357384 6.406988 yi pl t 0187652 2.941413 2.451993 0024997 3.767416 0921092 1.381749 4886753 -17.73507 -3.595779 -.0090271 -31.02226 0550616 3.69662 562293 -6.195618 6.023629 0007797 -16.24232 4164152 9.117357 n fu ll 2.35 Prob > F = 0.0000 oi m F(335, 1498) = nh = = 1840 336 Obs per group: = avg = max = 5.5 at Number of obs Number of groups z z within = 0.3621 between = 0.0842 overall = 0.2685 = = 141.71 0.0000 k jm F(6,1498) Prob > F = -0.2498 ht vb corr(u_i, Xb) 0.000 0.000 0.621 0.099 0.000 0.011 0.000 (fraction of variance due to u_i) Fixed-effects (within) regression Group variable: Country R-sq: [95% Conf Interval] va F test that all u_i=0: n 5.6690391 7.5153358 36265662 P>|t| 28.00 -4.07 0.50 -1.65 -6.27 2.56 4.64 ua al sigma_u sigma_e rho Std Err ju CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons Coef t sigma_u sigma_e rho 5.372881 7.5563559 33580402 (fraction of variance due to u_i) 4840139 -6.130856 -9.063584 -.0089509 -28.81001 1499013 1.572796 5579261 4.116039 -1.712743 0009129 -14.07464 5045879 6.518409 n va 0188403 2.61194 1.873734 0025143 3.756055 0904098 1.26064 an Lu 52097 -1.007408 -5.388164 -.004019 -21.44232 3272446 4.045602 0.000 0.700 0.004 0.110 0.000 0.000 0.001 [95% Conf Interval] om CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 27.65 -0.39 -2.88 -1.60 -5.71 3.62 3.21 P>|t| l.c Coef 2.20 ey F(335, 1498) = t re F test that all u_i=0: Std Err gm IN Prob > F = 0.0000  Mơ hình REM t to ng hi Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 ep Random-effects GLS regression Group variable: Country within = 0.3608 between = 0.0940 overall = 0.2774 w corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 776.74 0.0000 n lo Coef ad IN z 0167435 1.72115 1.575846 0012914 2.844235 0793318 9242838 yi pl [95% Conf Interval] 0.000 0.465 0.755 0.000 0.000 0.000 0.127 4238748 -4.631985 -3.580809 -.0083155 -22.10451 1643281 -.4028917 4895083 2.1148 2.596393 -.0032532 -10.95532 475303 3.220234 n va (fraction of variance due to u_i) n 2.3168753 7.5153358 08679173 P>|z| 27.28 -0.73 -0.31 -4.48 -5.81 4.03 1.52 ua al sigma_u sigma_e rho 4566916 -1.258593 -.4922082 -.0057844 -16.52992 3198155 1.408671 ju y th CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons Std Err ll fu oi Number of obs Number of groups = = 1840 336 Obs per group: = avg = max = 5.5 nh within = 0.3563 between = 0.1141 overall = 0.2853 at R-sq: m Random-effects GLS regression Group variable: Country z z vb Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 782.47 0.0000 Std Err z 0167289 1.529565 1.176608 001277 2.739801 074621 8556453 sigma_u sigma_e rho 2.1108628 7.5563559 07238722 (fraction of variance due to u_i) 4177795 2.175338 -4.620926 -.0079153 -20.10295 1728095 -.5090163 4833557 8.171121 -.0087074 -.0029096 -9.363123 4653185 2.845052 an Lu 4505676 5.17323 -2.314817 -.0054125 -14.73303 319064 1.168018 om CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 0.000 0.001 0.049 0.000 0.000 0.000 0.172 [95% Conf Interval] l.c Coef gm IN 26.93 3.38 -1.97 -4.24 -5.38 4.28 1.37 P>|z| k jm ht corr(u_i, X) n va ey t re  Kiểm định Hausman (lựa chọn REM FEM) t to Coefficients (b) (B) fe1 re1 ng hi ep CF LEV1 Q SALE ROA LIQ w n 5254842 -11.96534 1.213925 -.0041237 -23.63229 2357384 lo 4566916 -1.258593 -.4922082 -.0057844 -16.52992 3198155 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0687926 -10.70675 1.706133 0016607 -7.102376 -.0840771 0084727 2.385278 1.878558 0021403 2.470577 0468036 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ad y th Ho: ju Test: (b-B) Difference difference in coefficients not systematic yi pl chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 143.03 Prob>chi2 = 0.0000 n ua al va Coefficients (b) (B) fe1 re1 n (b-B) Difference oi 0704024 -6.180638 -3.073347 0013935 -6.709289 0081806 nh 008666 2.11723 1.458243 0021659 2.569327 0510455 at 4505676 5.17323 -2.314817 -.0054125 -14.73303 319064 m 52097 -1.007408 -5.388164 -.004019 -21.44232 3272446 ll fu CF LEV2 Q SALE ROA LIQ sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z z Ho: difference in coefficients not systematic k om l.c gm chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 133.84 Prob>chi2 = 0.0000 jm Test: ht vb b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg an Lu n va ey t re  Kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian (lựa chọn Pooled OLS t to REM) ng Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects hi ep IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) w n lo IN e u ad y th Test: 97.16203 56.48027 5.367911 9.85708 7.515336 2.316875 Var(u) = ju chibar2(01) = Prob > chibar2 = 154.37 0.0000 yi pl al ua Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects n IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] n va Estimated results: 9.85708 7.556356 2.110863 oi Var(u) = 127.09 0.0000 z chibar2(01) = Prob > chibar2 = at nh Test: 97.16203 57.09851 4.455742 m IN e u sd = sqrt(Var) ll fu Var z jm ht vb  Phân tích tương quan: CF LEV1 LEV2 Q SALE 1.0000 0.5006 -0.0166 0.1088 -0.0151 0.0882 -0.0276 0.0584 1.0000 -0.0021 0.0099 0.0009 0.3417 0.1291 -0.0506 1.0000 0.4194 0.7628 0.0762 -0.3867 -0.4694 1.0000 0.3178 -0.0640 -0.1878 -0.0406 1.0000 0.0593 -0.2970 -0.3400 1.0000 -0.0059 -0.0021 ROA LIQ k IN om l.c gm 1.0000 0.1286 an Lu IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ 1.0000 n va ey t re  Kiểm định tượng đa cộng tuyến: t to VIF 1/VIF LEV1 Q LIQ ROA CF SALE 2.93 2.39 1.30 1.20 1.16 1.14 0.340960 0.417759 0.770783 0.830876 0.861426 0.873545 Mean VIF 1.69 ng Variable hi ep w n lo ad y th Variable ju yi Q CF SALE LIQ LEV2 ROA pl 1/VIF 1.34 1.17 1.15 1.15 1.15 1.14 0.744839 0.857988 0.867353 0.872642 0.873335 0.880978 n ua al VIF 1.18 n va Mean VIF fu ll  Kiểm định tượng tự tương quan: 1.18 oi m Mean VIF at nh xtserial IN CF LEV1 Q SALE ROA LIQ z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 276) = 8.406 Prob > F = 0.0040 z k jm ht vb xtserial IN CF LEV2 Q SALE ROA LIQ n ey t re 3.8e+37 0.0000 va chi2 (336) = Prob>chi2 = an Lu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i om Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model l.c  Kiểm định tượng phương sai sai số không đổi: gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 276) = 8.077 Prob > F = 0.0048 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model t to H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ng hi chi2 (336) = Prob>chi2 = ep 1.5e+40 0.0000  Khắc phục vi phạm giả định hồi quy phương pháp GMM w n lo Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ad Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 45 Wald chi2(6) = 64.55 Prob > chi2 = 0.000 ju y th Number of obs Number of groups Obs per group: avg max yi pl IN Coef Std Err z P>|z| = = = = = 1451 304 4.77 [95% Conf Interval] ua al 4550242 -24.33773 22.61085 -.0067946 -16.42706 -.0585939 0758311 n 0677705 6.28737 6.874243 0009929 5.623888 1510031 1.539537 n va ll fu 6.71 -3.87 3.29 -6.84 -2.92 -0.39 0.05 0.000 0.000 0.001 0.000 0.003 0.698 0.961 3221965 -36.66075 9.13758 -.0087407 -27.44967 -.3545544 -2.941606 5878519 -12.01471 36.08412 -.0048485 -5.404437 2373667 3.093268 oi m CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable nh at Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/2).(LEV1 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons z z k jm ht vb 0.051 0.508 om overid restrictions: chi2(38) = 132.49 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(38) = 29.17 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = l.c Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.95 -0.66 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.000 Prob > chi2 = 0.848 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(36) = 28.89 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.28 Prob > chi2 = 0.794 0.870 an Lu Prob > chi2 = n va ey t re Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM t to Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 59 Wald chi2(6) = 25.37 Prob > chi2 = 0.000 ng hi ep Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 682713 9.81724 -6.963431 -.0084552 -26.35479 1.071853 2.012194 Robust Std Err z P>|z| = = = = = 1451 304 4.77 [95% Conf Interval] w IN Number of obs Number of groups Obs per group: avg max n lo ad ju y th 1492655 6.209332 10.75465 0020027 29.53362 7953546 8.085797 4.57 1.58 -0.65 -4.22 -0.89 1.35 0.25 0.000 0.114 0.517 0.000 0.372 0.178 0.803 390158 -2.352828 -28.04215 -.0123804 -84.23962 -.4870132 -13.83568 9752679 21.98731 14.11529 -.00453 31.53005 2.63072 17.86006 yi pl Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/8).(LEV2 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons n ua al n va ll fu m Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = oi -2.52 -0.44 nh overid restrictions: chi2(52) = 139.37 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(52) = 48.75 weakened by many instruments.) at z z 0.012 0.659 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.603 ht vb Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but Pr > z = Pr > z = k jm Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(50) = 47.46 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.29 Prob > chi2 = om l.c gm 0.576 0.525 an Lu n va ey t re