Chất lượng các khoản dồn tích và khả năng tiếp cận vốn vay ngân hàng phân tích thực nghiệm tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ ĐỨC NGỌC CHẤT LƯỢNG CÁC KHOẢN DỒN TÍCH VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VỐN VAY NGÂN HÀNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Thành phố Hồ Chí Minh, Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ ĐỨC NGỌC CHẤT LƯỢNG CÁC KHOẢN DỒN TÍCH VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VỐN VAY NGÂN HÀNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT Thành phố Hồ Chí Minh, Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Chất lượng khoản dồn tích khả tiếp cận vốn vay ngân hàng - Phân tích thực nghiệm Việt Nam” công trình nghiên cứu riêng tôi, với hỗ trợ từ giảng viên hướng dẫn khoa học PGS.TS PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT Các nội dung kết nghiên cứu luận văn trung thực chưa công bố công trình nghiên cứu khoa học Những liệu nội dung trích dẫn sử dụng luận văn có nguồn gốc rõ ràng, ghi phần tài liệu tham khảo Nếu có sai sót, gian lận nào, xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước Hội đồng Thành phố Hồ Chí Minh, ngày… tháng…năm 2016 Học Viên LÊ ĐỨC NGỌC MỤC LỤC Trang TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU TỔNG QUAN 1.1 Lý lựa chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.3 Phương pháp nghiên cứu đề tài 1.4 Tính tính đóng góp đề tài 1.5 Nội dung nghiên cứu CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 2.1 Lý thuyết tổng quan 2.1.1 Lý thuyết thông tin bất cân xứng (The Asymmetric Information Theory) 2.1.2 Lý thuyết chi phí đại diện (The Agency Theory) 10 2.1.4 Lý thuyết trật tự phân hạng (The Pecking-Order Theory)) 11 2.2 Mối quan hệ thông tin bất cân xứng vay nợ ngân hàng 11 2.3 Chất lượng khoản dồn tích khả tiếp cận nợ vay ngân hàng 13 2.3.1 Khái niện khoản dồn tích 13 2.3.2 Đặc điểm vai trò khoản dồn tích hoạt động doanh nghiệp 14 2.3.3 Mối quan hệ giữ khoản dồn tích chất lượng báo cáo tài 16 2.3.4 Ảnh hưởng chất lượng khoản dồn tích khả tiếp cận nợ vay ngân hàng 18 2.4 Tổng quan bài nghiên cứu gốc 19 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 21 3.1 Mẫu liệu 21 3.1.1 Đối với liệu thô 21 3.1.2 Đối với liệu sau tính toán biến 22 3.2 Xây dựng mô hình nghiên cứu 22 3.3 Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích 29 3.4 Các phương pháp hồi quy 33 3.5 Kiểm định cho mô hình nghiên cứu 33 3.5.1 Kiểm định chọn lựa mô hình 33 3.5.2 Kiểm định tượng tự tương quan, phương sai thay đổi 34 CHƯƠNG NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 4.1 Thống kê mô tả 36 4.2 Kết nghiên cứu 38 4.2.1 Kết tính AQ_DD AQ_sdDD 38 4.2.2 Kết tính AQ_McN AQ_sdMcN 39 4.2.3 Kết tính AQ_BS AQ_sdBS 39 4.2.4 Ma trận tương quan tuyến tính 40 4.2.5 Kết nghiên cứu 42 4.3 Kiểm định tính vững mô hình 49 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ GIẢI PHÁP KIẾN NGHỊ 55 5.1 Kết Luận vấn đề nghiên cứu 55 5.2 Gợi ý số giải pháp nhằm minh bạch xác hóa thông tin, nâng cao hiệu hoạt động doanh nghiệp nâng cao chất lượng tín dụng ngân hàng 56 5.2.1 Về phía tài 56 5.2.2 Về phía doanh nghiệp Việt Nam 58 5.2.3 Về phía ngân hàng 60 5.3 Một vài hạn chế và hướng mở luận văn cho nghiên cứu 61 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH SÁCH CÁC BẢNG Bảng 3.1 Tóm tắt biến phương trình (1) 22 Bảng 3.2 Kỳ vọng dấu biến phương trình (1) 28 Bảng 4.1 Thống kê mô tả vay nợ ngân hàng, chất lượng khoản dồn tích biến độc lập khác 35 Bảng 4.2 Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_DD AQ_sdDD theo Mô hình Dechow Dichev (2002) 38 Bảng 4.3 Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_McN AQ_sdMcN theo McNichols (2002) 39 Bảng 4.4 Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_BS AQ_sdBS theo Ball Shivakuma (2006) 40 Bảng 4.5 Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_BS AQ_sdBS sau loại bỏ biến D 41 Bảng 4.6 Ma trận hệ số tương quan 43 Bảng 4.7 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Likelihood 45 Bảng 4.8 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Breuch and Pagan Test 46 Bảng 4.9 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Hausman Test 46 Bảng 4.10 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Sargan- Hansen Test 47 Bảng 4.11 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Woolridge test 48 Bảng 4.12 Tổng hợp giá trị p_value từ kiểm định Heteroskedasticity Test 48 Bảng 4.13 Tác động chất lượng dồn tích lên khả tiếp cận nợ vay ngân hàng 49 Bảng 4.14 Mô tả biến phương (5) 52 Bảng 4.15 Kết mô hình (1) sau chạy lại biến predict_AQ 55 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tên Đề Tài: CHẤT LƯỢNG CÁC KHOẢN DỒN TÍCH VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VỐN VAY NGÂN HÀNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Tóm tắt: Trong bài nghiên cứu này, tác giả tiến hành tính kiểm định sự tác động của chất lượng khoản dồn tích đến khả tiếp cận vốn vay Ngân hàng theo liệu bảng của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Kết có mối quan hệ đồng biến chất lượng khoản dồn tích khả tiếp cận nợ vay ngân hàng tại thị trường Việt Nam Dựa kết trên, luân văn kiến nghị việc ứng dụng chất lượng khoản dồn tích quản lý doanh nghiệp lĩnh vực tín dụng ngân hàng Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng mô hình lý thuyết gồm phương trình tính toán về chất lượng khoản dồn tích (bao gồm: Mô hình của Dechow và Dichev năm 2002, Mô hình của McNichols năm 2002, Mô hình của Ball and Shivakumar năm 2006) để tính toán chất lượng khoản dồn tích Cuối sử dụng mô hình hồi quy theo liệu bảng kết hợp với phân tích tác động cố định của công ty phương pháp Fixed Effect (FEM) sau sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu giai đoạn (2SLS) để khắc phục tượng nội sinh và phương pháp GLS để khắc phục tượng phương sai thay đổi tự tương quan Từ khóa: - Các khoản dồn tích - Chỉ số xếp hạn tín dụng - Nợ vay ngân hàng - Thông tin bất cân xứng CHƯƠNG GIỚI THIỆU TỔNG QUAN 1.1 Lý chọn đề tài Báo cáo tài một phương tiện chủ yếu để bên thứ ba đánh giá và đưa quyết định Các nhà tổ chức chuyên nghiệp tập trung phần lớn nguồn lực để phân tích báo cáo tài của nhiều công ty khác để quyết định đầu tư, khách hàng xem xét báo cáo tài để tìm đối tác hoạt động hiệu và đặc biệt chủ nợ đánh giá việc cho vay thông qua báo cáo tài Hoạt động vay vốn ngân hàng hoạt động quan trọng xảy thường xuyên trình sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp Kiểm tra báo cáo tài của doanh nghiệp giúp ngân hàng xác định tài sản của công ty có thể dùng làm tài sản thế chấp, đánh giá khả tạo dòng tiền tương lại, đánh giá khả trả nợ phân tích rủi ro của công ty việc xác định lại suất cho vay Việc doanh nghiệp có tiếp cận nguồn vốn vay ngân hàng hay không phụ thuộc nhiều vào chất lượng báo cáo tài Vì để chứng minh báo cáo tài minh bạch, thông tin xác thực và đáng tin cậy, báo cáo tài đòi hỏi phải kiểm toán từ một đơn vị độc lập Việc kiểm toán mang tính chất thời điểm nhằm mục đích kiểm liệu báo cáo tài có sự khách quan, trung thực tuân thủ chuẩn mực khía cạnh trọng yếu hay không Đối với tiêu lợi nhuận, hạn chế của kiểm toán là không quan tâm đến tính bền vững mối quan hệ số về mặt ý nghĩa tài theo thời gian vì có thành phần dồn tích đóng vai trò quan trọng chi phối chất lượng của lợi nhuận báo cáo tài Hiện nay, việc tính toán phân tích tiêu về dồn tích chưa trọng tại Việt Nam Đặc biệt lĩnh vực tín dụng ngân hàng Chính vì vậy, dựa bài nghiên cứu gốc của Pedro J García-Teruel, Pedro Martínez-Solano, Juan Pedro Sánchez-Ballest của University of Murcia nghiên cứu công ty tại Tây Ban Nha, với đề tài “The role of accruals quality in the access to bank debt”, đăng tạp chí Journal of Banking & Finance (2014) Tôi chọn đề tài: “Chất lượng khoản dồn tích Khả tiếp cận vốn vay Ngân hàng – Phân tích thực nghiệm Việt Nam.” để tìm mối quan hệ chất lượng khoản dồn tích đại diện cho chất lượng lợi nhuận tỷ lệ nợ đại diện khả tiếp vốn vay của doanh nghiệp Dựa mối quan hệ, tác giả kiến nghị nhiều giải pháp để ứng dụng rộng rãi tiêu chất lượng khoản dồn quản lý doanh nghiệp xây dựng thang đo đánh giá hạn mức tín dụng dựa chất lượng khoản dồn tích lĩnh vực tín dụng 1.2 Mục tiêu và phạm vi nghiên cứu Từ nghiên cứu của Dechow (1994) và Sloan (1996) mở đầu cho hàng loạt nghiên cứu tiếp theo về khoản dồn tích mối quan hệ với chất lượng lợi nhuận Nguyên tắc kế toán dồn tích thừa nhận rằng, lợi nhuận kế toán bao gồm hai thành phần: thành phần dồn tích (accrual) thành phần tiền (cash) Thành phần tiền dòng tiền công ty thực tế thu chi trình sản xuất kinh doanh, thành phần dồn tích số bắt nguồn từ trình hạch toán nghiệp vụ kinh tế phát sinh không cần biết nghiệp vụ thực thu thực chi tiền hay chưa Theo nghiên cứu trước của Subramanyam John J.Wild (2008); Dechow (1994 1998) cho rằng: Cả hai thành phần này đều đóng góp vào chất lượng lợi nhuận vì thành phần tiền thường có xu hướng bền vững thành phần dồn tích” nên nếu lợi nhuận hình thành chủ yếu từ thành phần dồn tích lợi nhuận có chất lượng thấp so với lợi nhuận hình thành chủ yếu từ thành phần tiền Nghiên cứu của Sloan (1996) kế toán dồn tích ưu việt so với kế toán tiền thành phần dồn tích lại quan trọng thành phần tiền việc đánh giá hiệu hoạt động của công ty Các nghiên cứu sau sử dụng khoản dồn tích để đo lường cho chất lượng báo cáo tài nghiên cứu của Dechow Dichev (2002), Kasznik (1999); McNichols Stubben (2008) Báo cáo tài có chất lượng cao, doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận vốn ngân hàng (Pedro J García-Teruel; Pedro Martínez-Solano; Juan Pedro Sánchez-Ballest, 2014) Total 61.1343993 Adj R-squared = 0.2190 2188 027940767 Root MSE = 14772 WCA Coef Std Err T P>t [95% Conf Interval] CFOt-1 1645512*** 0211529 7.78 0.000 1230693 2060331 CFO -.5609644*** 0240117 -23.36 0.000 -.6080527 -.5138762 CFOt+1 1321513*** 0238288 5.55 0.000 0854218 1788808 ∆𝑅𝐸𝑉 0502012*** 0081496 6.16 0.000 0342194 066183 PPE -.0319291** 0150055 -2.13 0.033 -.0613557 -.0025025 _cons 040064*** 00524 7.65 0.000 029788 0503399 Nguồn tính tác giả Stata Trong đó, 𝑊𝐶𝐴𝑖𝑡 vốn lưu động dồn tích công ty i năm t 𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡−1 , 𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 , 𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡+1 dòng tiền hoạt động năm t-1, t năm t+1, ∆𝑅𝐸𝑉 thay đổi doanh thu, PPE tài sản cố định hữu hình Tất biến chia cho tổng tài sản trung bình (AvgAssets) ***có ý nghĩa mức ý nghĩa 1%, ** có ý nghĩa mức 5%, * có ý nghĩa mức 10% Bảng Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_BS AQ_sdBS theo Ball Shivakuma (2006) Source SS Df MS Number of obs = 2189 F( 6, 2182) = 99.65 Model 13.1490743 2.19151238 Prob > F = 0.0000 Residual 47.985325 2182 021991441 R-squared = 0.2151 Adj R-squared = 0.2129 Total 61.1343993 2188 027940767 Root MSE = 1483 WCA Coef Std Err T P>t [95% Conf Interval] CFOt-1 7048377*** 1200792 5.87 0.000 4693562 9403193 CFO -1.156444*** 1330167 -8.69 0.000 -1.417297 -.8955914 CFOt+1 1466999*** 0238751 6.14 0.000 0998796 1935203 ∆𝐶𝐹𝑂 538979*** 1345146 4.01 0.000 2751889 802769 D 0015317 0085089 0.18 0.857 -.0151547 0182181 𝐷∆𝐶𝐹𝑂 0833925* 0488294 1.71 0.088 -.0123646 1791495 _cons 0416617*** 0060802 6.85 0.000 0297382 0535852 Nguồn tính toán tác giả Trong đó, ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 thay đổi dòng tiền hoạt động, D biến giả nhận giá trị ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 âm, nhận giá trị ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 dương D∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 thể tượng tác hai biến ***có ý nghĩa mức ý nghĩa 1%, ** có ý nghĩa mức 5%, * có ý nghĩa mức 10% Bảng Ước lượng biến đại diện cho chất lượng dồn tích AQ_BS AQ_sdBS sau loại bỏ biến D Source SS Df MS Number of obs = 2189 F( 5, 2183) = 119.63 Model 13.1483617 2.62967233 Prob > F = 0.0000 Residual 47.9860376 2183 021981694 R-squared = 0.2151 Adj R-squared = 0.2133 Total 61.1343993 2188 027940767 Root MSE = 14826 WCA Coef Std Err T P>t [95% Conf Interval] CFOt-1 7042641* 1200103 5.87 0.000 4689177 9396104 CFO -1.155887* 1329512 -8.69 0.000 -1.416611 -.8951628 CFOt+1 146708* 0238698 6.15 0.000 0998982 1935178 ∆𝐶𝐹𝑂 5354758* 1330699 4.02 0.000 2745189 7964328 𝐷∆𝐶𝐹𝑂 0835864* 0488067 1.71 0.087 -.0121261 1792989 _cons 04242* 0043832 9.68 0.000 0338244 0510156 Nguồn tính toán tác giả Stata.Trong đó, ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 thay đổi dòng tiền hoạt động, D biến giả nhận giá trị ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 âm, nhận giá trị ∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 dương D∆𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 thể tượng tác hai biến ***có ý nghĩa mức ý nghĩa 1%, ** có ý nghĩa mức 5%, * có ý nghĩa mức 10% Phụ lục II Kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp Pooled OLS Bảng Mô hình (1) theo phương pháp Pooled OLS với biến AQ_DD AQ_McN, AQ_sdDD, AQ_sdMcN, AQ_sdBS đánh số thứ tự từ đến (1) AQ_DD (2) (3) (4) (5) (6) 0.0819*** (0.000) AQ_McN 0.0809*** (0.000) AQ_BS 0.0765*** (0.000) AQ_sdDD 0.145*** (0.000) AQ_sdMcN 0.137*** (0.000) AQ_sdBS GROWP -0.00428* (0.083) -0.00439* (0.076) -0.00427* (0.084) -0.00508** (0.039) -0.00519** (0.035) 0.137*** (0.000) -0.00515** (0.036) LEV 0.468*** (0.000) 0.468*** (0.000) 0.469*** (0.000) 0.465*** 0.466*** 0.465*** (0.000) (0.000) (0.000) 0.0169*** (0.000) 0.0169*** (0.000) 0.0171*** (0.000) 0.0213*** 0.0212*** 0.0214*** (0.000) (0.000) (0.000) 0.123*** (0.000) 0.123*** (0.000) 0.123*** (0.000) 0.119*** 0.119*** 0.119*** (0.000) (0.000) (0.000) ROA -0.0834** (0.020) -0.0829** (0.020) -0.0790** (0.027) -0.0230 (0.447) -0.022 (0.467) -0.0214 (0.481) ALTMAN-Z 0.00459** (0.046) 0.00470** (0.041) 0.00455** (0.048) 0.00118 (0.616) 0.00128 (0.587) 0.00123 (0.599) LAGE -0.00521 (0.505) -0.00516 (0.509) -0.00539 (0.491) -0.000253 (0.976) -0.000335 (0.968) -0.000508 (0.951) CFOIND -0.000229*** (0.001) -0.000228*** (0.001) -0.000229*** (0.001) -0.0000861* (0.074) -0.0000857* (0.076) -0.0000866* (0.073) -0.492*** -0.491*** -0.495*** -0.613*** -0.610*** -0.616*** SIZE FA _cons ('0.000) N ('0.000) 2189 ('0.000) 2189 2189 ('0.000) ('0.000) ('0.000) 2189 2189 2189 Nguồn: Tính toán tác giả Stata *: Có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 10% **: Có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5% ***: Có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 1% Phụ lục III Kết kiểm định Likelihood Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_DD Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2211 between = 0.3799 overall = 0.3544 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2418 = = bankdebt Coef AQ_DD growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 0802267 -.0027943 4551112 0435984 0365037 -.1466327 0036917 -.0420018 -.0002183 -1.071696 0184946 0025238 0347382 0121242 0231385 040547 0033088 0192996 0000707 300798 sigma_u sigma_e rho 13550385 08137406 73495059 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 4.34 -1.11 13.10 3.60 1.58 -3.62 1.12 -2.18 -3.09 -3.56 F(494, 1685) = P>|t| 0.000 0.268 0.000 0.000 0.115 0.000 0.265 0.030 0.002 0.000 9.47 53.16 0.0000 [95% Conf Interval] 043952 -.0077445 3869765 0198184 -.0088795 -.2261605 -.0027981 -.0798556 -.000357 -1.661673 1165015 0021559 5232458 0673785 081887 -.0671048 0101814 -.0041481 -.0000795 -.4817186 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_McN Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2205 between = 0.3796 overall = 0.3540 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2455 = = bankdebt Coef AQ_McN growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 0778717 -.0029171 4535807 0441863 0365697 -.1462136 0039698 -.0418275 -.0002174 -1.087727 0186022 0025242 034751 0121211 0231478 0405725 0033102 0193091 0000708 3006811 sigma_u sigma_e rho 13566266 08140496 73525892 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 4.19 -1.16 13.05 3.65 1.58 -3.60 1.20 -2.17 -3.07 -3.62 F(494, 1685) = P>|t| 0.000 0.248 0.000 0.000 0.114 0.000 0.231 0.030 0.002 0.000 52.98 0.0000 [95% Conf Interval] 0413858 -.007868 385421 0204123 -.0088317 -.2257913 -.0025226 -.0796999 -.0003561 -1.677475 9.45 1143576 0020337 5217404 0679602 0819711 -.0666358 0104623 -.0039551 -.0000786 -.497979 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_BS Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2199 between = 0.3786 overall = 0.3531 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2474 bankdebt Coef AQ_BS growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 0747775 -.0027924 4556955 0443415 0360312 -.1418924 0036761 -.0427577 -.0002186 -1.090604 0186355 002526 0347673 0121259 0231641 0404903 0033115 019311 0000708 3008246 sigma_u sigma_e rho 13585092 08143899 73563589 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 4.01 -1.11 13.11 3.66 1.56 -3.50 1.11 -2.21 -3.09 -3.63 F(494, 1685) = P>|t| = = 0.000 0.269 0.000 0.000 0.120 0.000 0.267 0.027 0.002 0.000 9.45 52.77 0.0000 [95% Conf Interval] 0382263 -.0077468 3875038 020558 -.0094022 -.2213089 -.002819 -.0806338 -.0003574 -1.680634 1113286 0021621 5238872 0681249 0814647 -.0624759 0101711 -.0048816 -.0000797 -.5005753 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_sdDD Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2114 between = 0.4030 overall = 0.3675 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2328 = = bankdebt Coef AQ_sdDD growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 1904097 -.0039365 4599216 0459751 0225858 -.0553422 0006573 -.0195492 -.0000846 -1.190535 0415431 0025067 0305318 009995 0244429 0328704 0032637 0225655 0000481 2474153 sigma_u sigma_e rho 13252701 08381113 71431646 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 4.58 -1.57 15.06 4.60 0.92 -1.68 0.20 -0.87 -1.76 -4.81 F(494, 1685) = P>|t| 0.000 0.117 0.000 0.000 0.356 0.092 0.840 0.386 0.079 0.000 50.19 0.0000 [95% Conf Interval] 1089282 -.008853 4000374 0263712 -.0253559 -.1198134 -.005744 -.0638086 -.000179 -1.675809 8.63 2718911 00098 5198059 065579 0705274 009129 0070585 0247101 9.80e-06 -.7052616 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_sdMcN Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2095 between = 0.4026 overall = 0.3666 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2377 bankdebt Coef AQ_sdMcN growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 1749041 -.0040978 460597 0464825 0222309 -.0544997 0009159 -.0214929 -.000084 -1.200615 0424421 0025084 0305663 0100037 0244712 0329082 0032672 0225913 0000482 2476563 sigma_u sigma_e rho 13272388 08391018 71444023 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 4.12 -1.63 15.07 4.65 0.91 -1.66 0.28 -0.95 -1.74 -4.85 F(494, 1685) = P>|t| = = 0.000 0.103 0.000 0.000 0.364 0.098 0.779 0.342 0.081 0.000 8.60 49.63 0.0000 [95% Conf Interval] 0916593 -.0090176 4006451 0268616 -.0257663 -.119045 -.0054923 -.0658029 -.0001785 -1.686361 258149 000822 5205489 0661035 070228 0100455 0073241 0228172 0000105 -.7148683 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Likelihood cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM với biến AQ_sdBS Fixed-effects (within) regression Group variable: cty Number of obs Number of groups = = 2189 495 R-sq: Obs per group: = avg = max = 4.4 within = 0.2097 between = 0.4017 overall = 0.3662 corr(u_i, Xb) F(9,1685) Prob > F = -0.2377 = = bankdebt Coef AQ_sdBS growp lev size fa roa altmanz lage cfoind _cons 1771101 -.0040241 4603937 0467671 0212398 -.0533124 0007353 -.0222453 -.0000852 -1.205345 0426329 0025091 0305652 0099985 0244654 0328921 0032671 0225505 0000482 2475917 sigma_u sigma_e rho 13284236 08390338 71483719 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| 4.15 -1.60 15.06 4.68 0.87 -1.62 0.23 -0.99 -1.77 -4.87 F(494, 1685) = 0.000 0.109 0.000 0.000 0.385 0.105 0.822 0.324 0.077 0.000 8.60 49.67 0.0000 [95% Conf Interval] 0934911 -.0089453 400444 0271564 -.0267459 -.1178262 -.0056727 -.0664752 -.0001797 -1.690964 260729 0008972 5203435 0663779 0692255 0112013 0071432 0219847 9.26e-06 -.7197249 Prob > F = 0.0000 Phục lục IV Kết kiểm định Breuch and Pagan Test Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_DD Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0340269 0066217 0127894 1844638 0813741 1130902 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1523.83 0.0000 Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_McN Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0340269 0066268 0127745 1844638 081405 1130243 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1522.62 0.0000 Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_BS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0340269 0066323 0127838 1844638 081439 1130655 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1521.46 0.0000 Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_sdDD Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0342452 0070243 0120967 1850546 0838111 1099852 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1387.97 0.0000 Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_sdMcN Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0342452 0070409 01209 1850546 0839102 1099546 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1387.18 0.0000 Bảng Kết kiểm định Breuch and Pagan Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp REM với biến AQ_sdBS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects bankdebt[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t] Estimated results: Var bankdebt e u Test: sd = sqrt(Var) 0342452 0070398 0120906 1850546 0839034 109957 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1386.27 0.0000 Phụ lục V Kết kiểm định Hausman test Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_DD b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 59.75 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_McN b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 57.64 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_BS b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 60.13 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdDD b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 70.24 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdMcN b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 68.58 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Hausman test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdBS b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 69.28 Prob>chi2 = 0.0000 Phụ lục VI Kết kiểm định kiểm định Sargan- Hansen Test Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_DD Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 53.790 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_McN Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 53.713 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_BS Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 54.151 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdDD Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 63.808 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdMcN Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 62.609 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Sargan- Hansen Test cho kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM REM với biến AQ_sdBS Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 63.194 Chi-sq(9) P-value = 0.0000 Phụ lục VII Kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM Bảng Kết kết hồi quy mô hình (1) theo phương pháp FEM (1) AQ_DD (2) (3) (4) (5) (6) 0.0802*** (0.000) AQ_McN 0.0779*** (0.000) AQ_BS 0.0748*** (0.000) AQ_sdDD 0.190*** (0.000) AQ_sdMcN 0.175*** (0.000) AQ_sdBS 0.177*** (0.000) GROWP LEV SIZE FA -0.00279 -0.00292 -0.00279 -0.268 -0.248 -0.269 -0.00394 -0.117 -0.0041 -0.103 -0.00402 -0.109 0.455*** 0.454*** 0.456*** 0.460*** 0.461*** 0.460*** (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) 0.0436*** 0.0442*** 0.0443*** 0.0460*** 0.0465*** 0.0468*** (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) 0.0365 0.0366 0.036 0.0226 0.0222 0.0212 ROA ALTMAN-Z LAGE CFOIND _cons N -0.115 -0.114 -0.12 -0.147*** -0.146*** -0.142*** (0.000) (0.000) (0.000) 0.00369 0.00397 0.00368 -0.265 -0.231 -0.267 -0.0420** -0.0418** -0.0428** -0.03 -0.03 -0.027 0.000218*** 0.000217*** 0.000219*** -0.002 -0.002 -0.002 -1.072*** -1.088*** -1.090*** (0.000) (0.000) (0.000) 2189 2189 2189 -0.356 -0.364 -0.386 -0.0553* -0.092 -0.0545* -0.098 -0.0534 -0.105 0.000657 -0.84 0.000916 -0.779 0.000735 -0.822 -0.0195 -0.386 -0.0215 -0.342 -0.0222 -0.325 0.0000846* 0.0000840* 0.0000853* -0.079 -0.081 -0.077 -1.191*** (0.000) 2189 -1.201*** -1.205*** (0.000) 2189 (0.000) 2189 *: Có ý nghĩa thống kê mức 10% **: Có ý nghĩa thống kê mức 5% ***: Có ý nghĩa thống kê mức 1% Phụ lục VIII Kết kiểm định Woolridge test Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_DD Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 23.418 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_McN Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 23.490 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_BS Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 23.473 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_sdDD Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 49.894 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_sdMcN Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 49.271 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết kiểm định Woolridge test mô hình (1) với biến AQ_sdBS Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 494) = 50.196 Prob > F = 0.0000 Phụ lục IX Kết kiểm định Heteroskedasticity Test Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_DD Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 1.3e+07 0.0000 Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_McN Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 7.0e+06 0.0000 Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_BS Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 7.7e+06 0.0000 Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_sdDD Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 7.9e+07 0.0000 Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_sdMcN Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 1.0e+08 0.0000 Bảng Kết kiểm định heteroskedasticity test mô hình (1) với biến AQ_sdBS Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (495) = Prob>chi2 = 1.4e+08 0.0000 ... DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ ĐỨC NGỌC CHẤT LƯỢNG CÁC KHOẢN DỒN TÍCH VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VỐN VAY NGÂN HÀNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM. .. Tôi chọn đề tài: Chất lượng khoản dồn tích Khả tiếp cận vốn vay Ngân hàng – Phân tích thực nghiệm Việt Nam. ” để tìm mối quan hệ chất lượng khoản dồn tích đại diện cho chất lượng lợi nhuận tỷ... của chất lượng khoản dồn tích đến khả tiếp cận vốn vay Ngân hàng theo liệu bảng của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Kết có mối quan hệ đồng biến chất lượng khoản dồn tích khả tiếp cận