Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp thép niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

Bộ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGUYÊN TÁT THÀNH NGUYEN TAT THANH ĐÔ HÀ VINH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH THÉP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC sĩ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG Thành phố Hồ Chí Minh - 2023 Bộ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGUYÊN TÁT THÀNH NGUYEN TAT THANH ĐÔ HÀ VINH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH THÉP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC sĩ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG NGƯỜI HƯỚNG DẦN KHOA HỌC: TS NGUYỄN ĐÌNH HỪNG Thành phố Hồ Chí Minh - 2023 LỜI CAM ĐOAN Tác giả bày tỏ tính trung thực khẳng định luận văn sản phấm nghiên cứu thân Trong trình thu thập, tổng hợp dừ liệu, tính tốn, phân tích để có kết luận theo mục đích nghiên cứu luận văn, tác giả sử dụng số liệu, bảng biểu thu thập từ nhiều nguồn tài liệu khác nhau, tài liệu thể mục tài liệu tham khảo thích bảng biêu Tác giả xin bày tỏ lòng biết ơn Tiến sĩ Nguyền Đình Hùng, người đà tận tình hướng dần tơi suốt trình nghiên cứu Tác giả xin chân thành cảm ơn quý thầy, cô giảng viên Trường Đại học Nguyễn Tất Thành nhiệt tình giảng dạy; cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp động viên, hồ trợ việc thu thập tài liệu, phương tiện kỳ thuật để tác giả hoàn thành luận văn thạc sĩ Học viên i MỤC LỤC MỤC LỤC GIỚI THIỆU vii CHƯƠNG TỐNG QUAN CÁC NGHIÊN cứu TRƯỚC có LIÊN QUAN, NHỮNG VÁN ĐÈ CẦN TIẾP TỤC NGHIÊN cúư 1.1 Tơng quan nghiên cứu nước ngồi 1.2 Tổng quan nghiên cứu nước 33 CHƯƠNG Cơ SỞ LÝ THUYẾT VÈ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH .38 2.1 Hiệu tài 38 2.1.1 Lý thuyết hiệu tài 38 2.1.2 Đặc điểm hiệu tài 38 2.1.3 Vai trị hiệu tài 42 2.2 Lý thuyết yếu tố tác động đến hiệu tài 42 2.2.1 Quy mô doanh nghiệp (SIZE) 43 2.2.2 Tốc độ tăng trưởng (GRO) 44 2.2.3 Cấu trúc vốn (CS) 44 2.2.4 Tỷ lệ tài sản dài hạn (LR) 44 2.2.5 Quản lý khoản phải thu (RM) 45 2.2.6 Thanh khoản (SOL) 45 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN cứu 46 3.1 Phương pháp nghiên cứu 46 3.1.1 Cách thu thập dừ liệu 48 3.1.2 Phương pháp nghiên cứu 51 3.2 Ket nghiên nghiên cứu 53 3.2.1 Thống kê mô tả 53 3.2.2 Ma trận tương quan đa cộng tuyến 55 3.2.3 Kiếm định cho mơ hình nghiên cứu 57 3.2.4 Kết kiểm định tượng phương sai sai số tượng tự tương quan 63 3.2.5 Ket ước lượng mơ hình theo phương pháp GLS 67 3.2.6 Thảo luận kết 68 ii CHƯƠNG KÉT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẦN TRỊ 74 4.1 Kết luận 74 4.2 Hàm ý quản trị 75 TÀI LIỆU THAM KHẢO 78 iii DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT Chữ viết đầy đủ STT Ký hiệu chữ viết tắt TTCK SGDCK Sở giao dịch chứng khoán TNXH Trách nhiệm xã hội HOSE Sở Giao dịch Chứng khốn Tp Hồ Chí Minh HNX Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội ƯPCOM Thị trường chứng khoán Thị trường công ty đại chúng chưa niêm yết ƯBCKNN FEM Mơ hình tác động cố định REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên 10 OLS Bình phương nhỏ nhât thơng thường 11 Pooled OLS 12 GLS Bình phương tối thiếu tông quát 13 ROA Tỷ suất lợi nhuận sau thuế tài sản 14 ROE Tỷ suất lợi nhuận sau thuế vốn chù sở Uy ban chứng khốn nhà nước Mơ hình hồi quy gộp hữu 15 ROI Tỷ suất lợi nhuận tơng chi phí đẩu tư 16 ROS Tỷ suất lợi nhuận sau thuế doanh thu 17 DNBĐSVN 18 DN 19 HĐQT Hội đồng quản trị 20 HĐKD Hoạt động kinh doanh 21 HĐQT Hội đồng quản trị 22 HQTC Hiệu tài 23 HQHĐ Hiệu hoạt động 24 BCTC Báo cáo tài Doanh nghiệp ngành bất động sản Việt Nam Doanh nghiệp IV DANH MỤC HÌNH ẢNH Hình 3.1 Quy Trình Thực Hiện Nghiên Cứu 48 Hình 3.2: Mơ hình nghiên cứu đề xuất 51 V DANH MỤC BẢNG BIẾU Bảng 1.1 Tống họp cơng trình nghiên cứu cơng trình nước ngồi Bảng 1.2 Tổng họp cơng trình nghiên cứu cơng trình nước 35 Bảng 3.1 Đo lường biến mơ hình 52 Bảng 3.2 Thống kê mô tả mẫu .53 Bảng 3.3 Ma trận hệ so tương quan biến 55 Bảng 3.4 Kiếm định tượng đa cộng tuyến 56 Bảng 3.5 Ket ước lượng mơ hình hoi quy Pooled OLS, FEM, REM với biến phụ thụ thuộc RO A 57 Bảng 3.6 Ket ước lượng mơ hình hoi quy Pooled OLS, FEM, REM với biến phụ thụ thuộc ROE 59 Bảng 3.7 Ket ước lượng mơ hình hoi quy Pooled OLS, FEM, REM với biến phụ thụ thuộc Tobin's Q 60 Bảng 3.8 Ket ước lượng mơ hình hồi quy Pooled OLS, FEM, REM với biến phụ thụ thuộc EPS 61 Bảng 3.9 Kết kiểm định White 63 Bảng 3.10 Ket kiếm định Woolldridge 63 Bảng 3.11 Ket kiếm định White 64 Bảng 3.12 Ket kiếm định Woolldridge 64 Bảng 3.13 Kết kiểm định White 65 Bảng 3.14 Ket kiếm định Woolldridge 65 Bảng 3.15 Kết kiểm định White 66 Bảng 3.16 Ket kiếm định Woolldridge 66 Bảng 3.17 Ket ước lượng mô hình theo phương pháp FGLS với ROA ROE 67 Bảng 3.18 Ket ước lượng mơ hình theo phương pháp FGLS với TOBIN'S Q EPS 67 Bảng 3.19 Bảng kỳ vọng dấu tác động biến đến mơ hình ROA, ROE, TOBIN'S Q EPS 69 VI GIỚI THIỆU Giới thiệu nội dung nghiên cứu bao gồm tính cấp thiết đề tài, phương pháp nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, đối tượng phạm vi nghiên cứu dự kiến đóng góp xây dựng đề tài mặt thực tiễn mặt khoa học Lý chọn đề tài Đối với chủ thể có lợi ích gắn liền với hoạt động doanh nghiệp, câu hỏi doanh nghiệp có thực hoạt động hiệu hay không đặt lên hàng đầu Có nhiều tiêu phản ánh hiệu hoạt động doanh nghiệp, tiêu hiệu tài có vai trị quan trọng nhà đầu tư nhà quản trị doanh nghiệp lấy làm để định tài Câu hỏi nhấn mạnh lặp lại nhiều tình hình kinh tế hội nhập có nhiều khó khăn Do để làm rõ câu hởi trên, nhà nghiên cứu lĩnh vực thuộc tài - quản trị thực nhiều nghiên cứu để tìm cơng cụ nhằm thực đo lường kiểm định hiệu tài chính, đồng thời tìm ngun nhân ảnh hưởng đến tiêu để từ đề xuất giải pháp, kiến nghị nhằm nâng cao hiệu tài doanh nghiệp mồi quốc gia, ngành thép có vai trị, vị trí vơ quan trọng kinh tế ngành công nghiệp nặng tảng cho ngành kinh tế khác Nước sở hữu ngành công nghiệp thép vừng mạnh đảm bảo ổn định, phát trien kinh tế bền vừng Các sản phẩm thép nguyên liệu, vật tư chủ yếu, đầu vào tất yếu nhiều ngành kinh tế quan trọng khí, xây dựng, giao thơng Đồng thời, cịn ngành sử dụng, tạo công ăn việc làm cho nhiều người lao động đóng góp nhiều cho ngân sách quốc gia Nhiều quốc gia có kinh tế phát triển xác định ngành thép ngành kinh tế mũi nhọn, hàng đầu tập trung nguồn lực đế phát triển Mồi ngành thép gặp khó khăn sè tác động xấu đến kinh tế, ảnh hưởng nghiêm trọng đến đời song hàng ngàn, hàng vạn người lao động Trong năm vừa qua, đại dịch Covid-19 tác động xấu đến kinh tế Việt Nam, khiến cho hoạt động kinh doanh doanh nghiệp nước bị ảnh hưởng nghiêm trọng, gây thiệt hại lớn nhiều ngành nghề dần đến phận doanh nghiệp không chong đỡ noi bị phá sản năm đại dịch vii sau đại dịch khơng lâu Trong bối cảnh đó, doanh nghiệp ngành thép gặp mn vàn khó khăn, chịu ảnh hưởng xấu kinh tế ảm đạm nhũng năm đại dịch covid hoành hành, đong thời bị cạnh tranh khốc liệt đến từ đối thù nước nước Trung Quốc khối EU Khơng gặp khó khăn vào nhừng năm 2020 - 2022, doanh nghiệp ngành thép trải qua thăng trầm gắn liền với kinh tế đóng vai trò ngành mũi nhọn phát triển đất nước Cụ the vào năm giai đoạn 2015-2019, doanh nghiệp thép tăng trưởng thấp, năm 2019 lợi nhuận sụt giảm Đe phản ánh thực trạng tài doanh nghiệp, nhiều nhà nghiên cứu lình vực kinh tế - tài trước đưa số tài để đo lường hiệu tài Tobin's Q, tỷ lệ giá thu nhập (P/E) giá trị thị trường (Phillips & Sipahioglu, 2004; Zeitun & Tian, 2007; Jirapom & Liu, 2008 ), hay số ROA, ROE (Abor, 2005; Cheng cộng sự, 2010; Ahmad & Abdullah, 2013) Hiện tại, Việt Nam, cơng trình nghiên cứu hiệu tài yếu tố ảnh hưởng, chưa có nghiên cứu tồn diện, cập nhật vấn đề doanh nghiệp ngành thép Nhận thức điều đó, tác giả cố gắng sâu nghiên cứu để tiếp cận toàn diện, cập nhật thực trạng hiệu hoạt động tài doanh nghiệp ngành thép Dựa vào kết nghiên cứu luận văn, nhà quản trị tài doanh nghiệp ngành thép có thêm co sở đáng tin cậy để đưa biện pháp đắn, kịp thời tác động đến yếu tố ảnh hưởng theo hướng có lợi nhằm nâng cao hiệu hoạt động tài cùa doanh nghiệp Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu tổng quát Đe tài nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến hiệu tài cùa doanh nghiệp thuộc ngành thép niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu cụ thể - Đánh giá thực trạng hiệu hoạt động doanh nghiệp ngành thép niêm yết Thị trường chứng khoán Việt Nam - Xác định đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tố đến hiệu tài doanh nghiệp ngành thép niêm yết Thị trường chứng khoán Việt Nam viii ROE I Coefficient Std err z [95% conf, interval] p>|z| - + SIZE 1612962 0951589 1.70 0.090 -.0252119 3478042 GRO 0023947 0.41 0.684 -.0091339 0139232 005882 -.1556828 cs 0743443 ,.1173629 0.63 0.526 LAR -.333455 2294005 -1.45 0.146 -.7830718 1161618 RM 4486131 1520781 2.95 0.003 1505456 7466806 SOLI 4281018 3029936 1.41 0.158 -.1657546 1.021958 _cons1 -2.738532 1.263157 -2.17 0.030 3043715 -5.214274 -.2627908 + -sigma_u I 15295647 sigma_e I 1.028839 rho I 02162452 (fraction of variance due to u_i) Phụ Lục 14 Ket ước lượng mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) với biến phụ thụ thuộc TOBIN'S Q xtreg TOBINSQ SIZE GRO cs LAR RM SOL ,re Number of obs Random-effects GLS regression Group variable: tencty R-squared: Number of groups = 22 Obs per group: = Within = 0.2486 14 avg= Between = 0.5086 max = Overall = 0.3463 Waldchi2(6) corr(u_i, X) = (assumed) 308 = = 14 111.96 Prob > chi2 97 14.0 0.0000 TOBINSQ Coefficient Std err + SIZE 055937 033931 GRO -.0001533 0011865 cs 2703892 0277922 [95% conf interval] p>|z| z 1.65 3.099 -.0105666 -0.13 0.897 9.73 0.000 1224406 -.0024788 2159175 0021721 3248609 LARI -.0213187 0549976 -0.39 0.698 -.129112 0864747 RM -.0068373 0403496 -0.17 0.865 -.085921 0722464 SOLI -.2185837 0730778 -2.99 0.003 -.3618136 -.0753537 _cons -.582351 4320342 -1.35 0.178 -1.429122 2644205 + sigma_u I 12676492 sigma_e I 20553223 rho I 27557127 (fraction of variance due to u_i) Phụ Lục 15 Ket ước lượng mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) với biến phụ thụ thuộc EPS xtreg EPS SIZE GRO cs LAR RM SOL ,re Number of obs Random-effects GLS regression Group variable: tencty R-squared: Number of groups = 22 Obs per group: = Within = 0.0659 14 avg= Between = 0.5621 14.0 max = Overall = 0.2133 Wald chi2(6) corr(u_i, X) = (assumed) 308 = = Prob > chi2 98 14 42.30 = 0.0000 p>|z| z EPS I Coefficient Std err [95% conf, interval] - + GRO 25.17122 14.08803 312.294 cs 402.5768 361.6209 3.10 0.002 984.387 317.7436 SIZE 52.78325 -2.44081 1.79 0.074 1.29 0.197 1607.153 -209.5082 1014.662 LARI -1729.454 616.7092 -2.80 0.005 -2938.182 -520.7263 RM -855.2375 437.7512 -1.95 0.051 -1713.214 2.739165 SOLI 672.6213 816.5153 0.82 0.410 -927.7192 2272.962 _cons -10519.49 4106.861 -2.56 0.010 -18568.79 -2470.19 + sigma_u I 981.71655 sigma_e I 2481.3901 rho I 13534036 (fraction of variance due to u_i) Phụ Lục 16 Ket kiểm định Hausman ROA hausman fem rem -— Coefficients — I (b) (B) fem (b-B) rem sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference Std err ± SIZE 057022 GRO 0013764 0346273 0012395 0223947 0220714 000137 0001201 0285501 -.0052832 0077977 LARI -.1037686 -.07627 -.0274986 01461 RM -.0316797 -.0454073 0137276 0127697 SOL -.0138464 0226252 -.0364716 0209996 cs 0232669 99 b = Consistent under HO and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under HO; obtained from xtreg Test of HO: Difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)A(-l)](b-B) = 12.43 Prob > chi2 = 0.0531 Phụ Lục 17 Ket kiềm định Hausman ROE hausman fem rem -— Coefficients — I (B) (b) fem (b-B) rem sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference Std err + -SIZE -.0626761 1612962 -.2239723 2959791 GRO -.0038635 0023947 -.0062582 0012822 cs -.1946643 LAR -.3455196 RM -.35977 SOLI 6811809 0743443 -.333455 4486131 4281018 -.2690087 -.0120645 -.808383 2530791 1054351 1984599 1742934 2845981 b = Consistent under HO and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under HO; obtained from xtreg Test of HO: Difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)A(-l)](b-B) = 25.83 Prob > chi2 = 0.0002 100 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ Lục 18 Ket kiểm định Breusch-Pagan Test cùa TOBIN'S ọ xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects TOBINSQ[tencty,t] = Xb + uftencty] + e[tencty,t] Estimated results: ị Var SD = sqrt(Var) + TOBINSQ I 0845852 2908353 e I 0422435 2055322 u| 0160693 1267649 Test: Var(u) = chibar2(01)= 81.16 Prob > chibar2 = 0.0000 Phụ Lục 19 Ket kiểm định Breusch-Pagan Test EPS xttestO Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects EPS[tencty,t] = Xb + u[tencty] + e[tencty,t] Estimated results: I Var SD = sqrt(Var) + EPS I 8656866 2942.255 101 e| 6157297 u| 963767.4 2481.39 981.7166 Test: Var(u) = 16.49 chibar2(01)= Prob > chibar2 = 0.0000 Phụ Lục 20 Ket kiểm định Hausman TOBIN'S ọ hausman fem rem -— Coefficients — Ị (B) (b) fem (b-B) rem Difference SIZE -.0599838 055937 GRO -.0001284 -.0001533 cs 2458616 sqrt(diag(V_b-V_B)) 2703892 Std err -.1159208 000025 -.0245276 0520211 0001966 014864 LAR -.0512471 -.0213187 -.0299284 0254417 RM -.0045076 -.0068373 0023297 0225223 SOLI -.2185837 0219177 0394444 -.196666 b = Consistent under HO and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under HO; obtained from xtreg Test of HO: Difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)A(-l)](b-B) = 8.42 Prob > chi2 = 0.2086 Phụ Lục 21 Ket kiếm định Hausman EPS 102 hausman fem rem -— Coefficients — I (B) (b) fem (b-B) rem Difference SIZE 855.417 984.387 GRO 25.25565 25.17122 cs 148.1348 sqrt(diag(V_b-V_B)) 402.5768 Std err -128.9701 0844279 -254.442 679.1897 3.51381 217.3936 LARI -2012.283 -1729.454 -282.8288 393.5642 RM -727.6576 -855.2375 127.5799 345.8543 SOLI 672.6213 -216.7747 581.7891 455.8466 b = Consistent under HO and Ha; obtained from xtreg B = Inconsistent under Ha, efficient under HO; obtained from xtreg Test of HO: Difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)A(-l)](b-B) = 4.60 Prob > chi2 = 0.5956 Phụ Lục 22 Ket kiểm định White ROA imtest, white White's test HO: Homoskedasticity Ha: Unrestricted heteroskedasticity chi2(27) = 109.25 Prob > chi2 = 0.0000 103 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source I chi2 p df -+ Heteroskedasticity I Skewness I 25.06 Kurtosis I 7.28 0.0000 27 109.25 0.0003 0.0070 -+ -Total I 141.59 34 0.0000 Phụ Lục 23 Ket kiểm định White cùa ROE imtest, white White's test HO: Homoskedasticity Ha: Unrestricted heteroskedasticity chi2(27) = 43.52 Prob > chi2 = 0.0232 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source I chi2 p df - + Heteroskedasticity I Skewness I Kurtosis I 27 43.52 7.73 1.85 0.0232 0.2584 0.1736 104 + -Total! 53.10 0.0195 34 Phụ Lục 24 Kết kiểm định White TOBIN'S Q imtest, white White's test HO: Homoskedasticity Ha: Unrestricted heteroskedasticity chi2(27)= 96.16 Prob > chi2 = 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source I chi2 df p -+ -Heteroskedasticity I 96.16 Skewness I Kurtosis I 37.72 4.72 27 0.0000 0.0000 0.0298 - + -Total! 138.60 34 0.0000 Phụ Lục 25 Ket kiểm định White EPS imtest, white White's test HO: Homoskedasticity 105 Ha: Unrestricted heteroskedasticity chi2(27) = 45.38 Prob >chi2 = 0.0148 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source I chi2 p df -+ Heteroskedasticity I Skewness I Kurtosis I 45.38 3.23 7.63 27 0.0148 0.7796 0.0057 -+ -Total I 56.24 34 0.0096 Phụ Lục 26 Ket kiểm định Woolldridge ROA xtserial ROA SIZE GRO cs LAR RM SOL Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first-order autocorrelation F( 1, 21)= Prob > F = 30.788 0.0000 Phụ Lục 27 Ket kiểm định Woolldridge ROE xtserial ROE SIZE GRO cs LAR RM SOL Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first-order autocorrelation F( 1, 21)= 0.670 106 Prob > F = 0.4222 Phụ Lục 28 Ket kiểm định Woolldridge TOBIN'S ọ xtserial TOBINSQ SIZE GRO cs LAR RM SOL Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first-order autocorrelation F( 1, 21)= Prob>F = 1.737 0.2017 Phụ Lục 29 Ket kiếm định Woolldridge EPS xtserial EPS SIZE GRO cs LAR RM SOL Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first-order autocorrelation F( 1, 21)= Prob > F = 0.168 0.6859 Phụ Lục 30 Ket uớc luợng mơ hình theo phương pháp FGLS với biến phụ thụ thuộc ROA xtgls ROA SIZE GRO cs LAR RM SOL, panels(h) corr(arl) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3012) Estimated covariances = 22 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs = 308 Number of groups = Time periods 107 = 22 14 Waldchi2(6) z 104.62 = Prob > chi2 ROA I Coefficient Std err = 0.0000 [95% conf, interval] p>|z| - ± SIZE 0298793 0052635 5.68 0.000 0195631 0401955 GRO 0012887 0004438 2.90 0.004 0004188 0021586 cs 0251133 0083388 3.01 0.003 0087695 0414571 LARI -.0697798 0126494 -5.52 0.000 -.0945722 -.0449874 RM -.0215684 0102536 -2.10 0.035 -.0416651 -.0014718 SOLI 0606771 0249974 2.43 0.015 0116831 _cons -.318818 0695904 -4.58 0.000 1096711 -.4552126 -.1824234 Phụ Lục 31 Ket ước lượng mô hình theo phương pháp FGLS với biến phụ thụ thuộc ROE xtgls ROE SIZE GRO cs LAR RM SOL, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = 22 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 308 Number of groups = = Number of obs Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 108 = = = 53.73 0.0000 22 14 z ROE I Coefficient Std err [95% conf, interval] p>|z| + -SIZE 0915925 0179087 5.11 0.000 0564921 126693 GRO -.0011359 0018734 -0.61 0.544 -.0048077 0025359 cs 0104234 0311948 0.33 0.738 -.0507173 0715641 -.4247933 -.1862839 LARI -.3055386 0608454 -5.02 0.000 RM 0303951 0474032 0.64 0.521 -.0625134 1233037 SOLI 0136882 0980987 0.14 0.889 -.1785818 2059582 -4.21 0.000 _cons -1.13492 2697381 -1.663597 -.6062426 Phụ Lục 32 Ket ước lượng mơ hình theo phương pháp FGLS với biến phụ thụ thuộc TOBIN'S Ọ xtgls TOBINSQ SIZE GRO cs LAR RM SOL, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Number of obs 22 Time periods Waldchi2(6) = Prob > chi2 TOBINSỌ I Coefficient Std err 22 Number of groups = 308 = z = p>|z| = 14 129.37 0.0000 [95% conf, interval] + 109 .0848647 SIZE 0549222 0152771 3.60 0.000 0249796 GRO -.0004478 0008605 -0.52 0.603 -.0021344 0012387 2668832 cs 2195722 0241387 9.10 0.000 1722613 LAR -.064135 0447473 -1.43 0.152 -.1518382 0235681 RM -.0397834 0203594 -1.95 0.051 -.0796871 0001204 SOLI -.1887826 0610938 -3.09 0.002 -.3085242 -.0690409 _cons -.5553889 2014784 -2.76 0.006 -.9502794 -.1604984 Phụ Lục 33 Kết ước lượng mơ hình theo phương pháp FGLS với biến phụ thụ thuộc EPS xtgls EPS SIZE GRO cs LAR RM SOL, panels(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances Estimated autocorrelations = Estimated coefficients Time periods Waldchi2(6) Prob > chi2 EPS I Coefficient Std err 308 Number of groups = = = Number of obs 22 = z = = p>|z| = 22 14 111.20 0.0000 [95% conf, interval] + -SIZE I 836.5077 143.704 GRO I 26.39431 10.83039 cs I 619.0358 187.0378 5.82 0.000 2.44 0.015 3.31 0.001 110 554.853 5.16713 252.4485 1118.162 47.62148 985.6232 LAR -1772.245 RM -795.9146 SOL 630.8406 _cons -9219.284 324.5246 -5.46 256.182 520.3978 0.000 -2408.302 -1136.189 -3.11 0.002 1.21 1908.462 -4.83 Ill -1298.022 -293.8072 0.225 -389.1204 1650.802 0.000 -12959.8 -5478.768