Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -o0o - LUẬN ÁN TIẾN SĨ: PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM NGÀNH: KINH DOANH PHAN THANH HIỆP HÀ NỘI, NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -o0o - LUẬN ÁN TIẾN SĨ: PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM Ngành : Kinh doanh Chuyên ngành : Quản trị kinh doanh Mã số : 62.34.01.02 PHAN THANH HIỆP Người hướng dẫn khoa học: PGS, TS, NGUYỄN ĐÌNH THỌ HÀ NỘI, NĂM 2017 151 MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU 1 Giới thiệu luận án tính cấp thiết đề tài nghiên cứu Tổng quan tình hình nghiên cứu 3 Mục đích nghiên cứu .3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 4.1 Đối tượng nghiên cứu 4.2 Phạm vi nghiên cứu 5 Phương pháp luận nghiên cứu .6 5.1 Phương pháp nghiên cứu 5.2 Cơ sở phân tích xây dựng mô hình nghiên cứu định lượng 5.3 Mô tả liệu nghiên cứu phương pháp xử lý liệu 5.4 Khung nghiên cứu dự kiến Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài nghiên cứu 6.1 Về mặt khoa học 6.2 Về mặt thực tiễn Bố cục luận án .10 CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN TÌNH HÌNH NGHIÊN CỨU 11 1.1 Tổng quan tình hình nghiên cứu ảnh hưởng nhân tố đến cấu trúc vốn doanh nghiệp 11 1.2 Xác định nội dung nghiên cứu 26 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ CẤU TRÚC VỐN VÀ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP 28 2.1 Khái niệm cấu trúc vốn doanh nghiệp phương pháp đo lường số phản ánh cấu trúc vốn 28 2.2 Một số lý thuyết cấu trúc vốn 29 2.3 Tổng quan lý thuyết thực nghiệm ảnh hưởng nhân tố đến cấu trúc vốn doanh nghiệp 40 2.4 Một số vấn đề hoạch định cấu trúc vốn doanh nghiệp 47 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 55 152 3.1 Tổng quan ngành sản xuất công nghiệp Việt Nam 55 3.2 Thực trạng tình hình cấu trúc vốn DNSXCN Việt Nam có so sánh với cấu trúc vốn doanh nghiệp phi tài niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam 58 3.3 Tổng kết thực trạng cấu trúc vốn DNSXCN Việt Nam mẫu nghiên cứu 75 CHƯƠNG 4: MÔ TẢ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU, CÁC MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 79 4.1 Mô tả liệu nghiên cứu 79 4.2 Thiết kế nghiên cứu thực nghiệm 81 4.3 Mô hình kiểm chứng tác động nhân tố lên cấu trúc vốn doanh nghiệp 82 4.4 Mô hình kiểm chứng tác động cấu trúc vốn lên hiệu kinh doanh giá trị doanh nghiệp 94 CHƯƠNG 5: PHÂN TÍCH KẾT QUẢ HỒI QUY CÁC MÔ HÌNH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ LÊN CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP 96 5.1 Mô hình ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên cấu trúc vốn 96 5.2 Mô hình ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên cấu trúc vốn 107 5.3 Đánh giá mô hình nghiên cứu 113 CHƯƠNG 6: MỘT SỐ GIẢI PHÁP VÀ KIẾN NGHỊ NHẰM HOÀN THIỆN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 116 6.1 Bối cảnh việc hoạch định sách cấu trúc vốn cho DNSXCN Việt Nam 116 6.2 Một số giải pháp nhằm hoàn thiện việc hoạch định cấu trúc vốn DNSXCN Việt Nam 123 6.3 Một số kiến nghị quan nhà nước 141 KẾT LUẬN CHUNG CỦA LUẬN ÁN .147 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu khoa học riêng Các số liệu nêu luận án trung thực có nguồn gốc rõ ràng Những kết luận khoa học luận án không trùng lặp chưa công bố công trình nghiên cứu tác giả khác trước Tác giả luận án ii LỜI CẢM ƠN Trước hết, xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến PGS, TS Nguyễn Đình Thọ, người tận tình hướng dẫn suốt trình thực luận án từ lúc gợi ý hướng nghiên cứu đến luận án hoàn thành Tiếp theo, xin chân thành cảm ơn PGS, TS Phạm Thu Hương thầy cô Khoa Sau Đại học nhiệt tình hỗ trợ suốt trình làm nghiên cứu sinh trường Đại học Ngoại Thương Bên cạnh đó, xin chân thành cảm ơn PGS, TS Nguyễn Việt Dũng thầy, cô Khoa Tài Chính Ngân Hàng nơi sinh hoạt môn có góp ý sâu sắc giúp hoàn thiện luận án Tôi xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến PGS, TS Nguyễn Thu Thủy thầy, cô Khoa Quản Trị Kinh Doanh tận tình giúp đỡ hoàn thiện luận án qua lần bảo vệ chuyên đề nghiên cứu luận án tiến sĩ cấp sở Tôi xin gửi lời cảm ơn tới Phòng phân tích, Công ty cổ phần chứng khoán Kim Long nhiều lần cung cấp kịp thời đầy đủ liệu công ty nghiên cứu theo yêu cầu để hoàn thiện sở liệu cho nhiều mô hình nghiên cứu luận án Cuối cùng, xin chân thành cảm ơn gia đình động viên, hỗ trợ, tạo điều kiện để hoàn thành luận án Tôi xin trân trọng cảm ơn! Tác giả luận án iii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT CTCP Công ty Cổ phần DNSXCN Doanh nghiệp sản xuất công nghiệp GTSS Giá trị sổ sách GTTT Giá trị thị trường M&M Modigliani Miller TSCĐ Tài sản cố định iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH Từ viết tắt Tiếng Anh Nghĩa Tiếng Việt ANOVA Analysis of Variance Phương pháp Phân tích phương sai Tỷ lệ nợ dài hạn tổng nguồn vốn BLDTA theo giá trị sổ sách Tỷ lệ nợ ngắn hạn tổng nguồn vốn BSDTA theo giá trị sổ sách Tỷ lệ tổng nợ tổng nguồn vốn theo BTDA DGMM FEM FGLS GDP GMM HOSE/HSX HNX MLDTA giá trị sổ sách Difference Generalized Phương pháp ước lượng Moment tổng Method of Moments quát sai phân Fixed Effects Model Mô hình ảnh hưởng cố định Feasible Generalized Mô hình bình phương tối thiểu tổng quát Least Squares khả thi Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội Generalized Method of Phương pháp ước lượng Moment tổng Moments quát Sàn giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội Tỷ lệ nợ dài hạn tổng nguồn vốn theo giá trị thị trường v Tỷ lệ nợ ngắn hạn tổng nguồn vốn MSDTA theo giá trị thị trường Tỷ lệ tổng nợ tổng nguồn vốn theo MTDTA giá trị thị trường OLS Ordinary least squares Mô hình bình phương tối thiểu nhỏ REM Random Effects Model Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiêu ROE Return on Equity Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu ROA Return on Assets Tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản ROS Return on Sales Tỷ suất lợi nhuận doanh thu System Generalized Phương pháp ước lượng Moment tổng Method of Moments quát hệ thống SGMM 153 DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1.1: Tổng hợp chiều hướng ảnh hưởng nhân tố lên cấu trúc vốn doanh nghiệp nghiên cứu thực nghiệm giai đoạn trước năm 2000 12 Bảng 1.2: Tổng hợp chiều hướng ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên cấu trúc vốn nghiên cứu thực nghiệm 22 Bảng 1.3: Tổng hợp chiều hướng ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên cấu trúc vốn nghiên cứu thực nghiệm .25 Bảng 3.1 Tỷ trọng ngành công nghiệp, nông nghiệp dịch vụ cấu GDP Việt Nam giai đoạn 2006 – 2015 56 Bảng 3.2: Tỷ trọng đóng góp giá trị sản xuất nhóm ngành ngành công nghiệp giai đoạn 2007 - 2015 57 Bảng 3.3: Tình hình tỷ lệ vốn dài hạn DNSXCN Việt Nam mẫu nghiên cứu giai đoạn 2007 - 2015 59 Bảng 3.4: Thống kê DNSXCN Việt Nam có thặng dư vốn dài hạn âm mẫu nghiên cứu giai đoạn 2007 – 2015 60 Bảng 3.5: Tương quan tỷ lệ vốn chủ sở hữu DNSXCN Việt Nam so với mặt chung doanh nghiệp niêm yết phi tài giai đoạn 2010 – 2015 62 Bảng 3.6: Tương quan tỷ lệ vốn chủ sở hữu với tỷ lệ tài sản dài hạn/ Tổng tài sản DNSXCN Việt Nam giai đoạn 2010 – 2015 63 Bảng 3.8: Thống kê tình hình cấu trúc vốn tất DNSXCN niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2007 - 2015 68 Bảng 3.9: Chi tiết thống kê số tỷ lệ nợ tất doanh nghiệp niêm yết phi tài thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010 – 2015 69 Bảng 3.10: Thống kê mô tả giá trị trung bình số phản ánh cấu trúc vốn nhóm doanh nghiệp nhà nước mẫu nghiên cứu .71 lviii Phụ lục 4: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên cấu trúc vốn doanh nghiệp Hình 4.1: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ tổng nợ theo GTSS doanh nghiệp xtabond2 btdta l.btdta roa tobinq size grow tang volatility liquidity interest d > umyear, gmm(l.btdta roa tobinq volatility, lag(1 1)) iv(size grow tang liquidity > interest dumyear) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 66 Wald chi2(10) = 1088.97 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err btdta Coef btdta L1 .7037402 0623572 roa tobinq size grow tang volatility liquidity interest dumyear _cons -.3999236 0021825 0076597 0370542 -.0150985 -.0001147 -.0175809 -.6849051 0093171 0228098 0626768 0142721 0038446 0121116 0263255 0058031 0044781 1650193 0090614 08407 z = = = = = 760 95 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 11.29 0.000 5815223 8259581 -6.38 0.15 1.99 3.06 -0.57 -0.02 -3.93 -4.15 1.03 0.27 0.000 0.878 0.046 0.002 0.566 0.984 0.000 0.000 0.304 0.786 -.5227679 -.0257902 0001243 0133158 -.0666954 -.0114886 -.0263577 -1.008337 -.0084429 -.1419645 -.2770793 0301552 0151951 0607926 0364985 0112593 -.008804 -.3614732 027077 1875841 Instruments for first differences equation Standard D.(size grow tang liquidity interest dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.btdta roa tobinq volatility) Instruments for levels equation Standard size grow tang liquidity interest dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.btdta roa tobinq volatility) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(55) = 113.10 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(55) = 67.93 weakened by many instruments.) -5.49 1.13 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.258 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.113 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(24) = 24.77 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(31) = 43.16 Prob > iv(size grow tang liquidity interest dumyear) Hansen test excluding group: chi2(49) = 60.37 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 7.56 Prob > chi2 = chi2 = 0.418 0.072 chi2 = chi2 = 0.128 0.272 lix Hình 4.2: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ ngắn hạn theo GTSS doanh nghiệp xtabond2 bsdta l.bsdta roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyea > r, gmm(l.bsdta roa tobinq volatility, lag(1 1)) iv(size tang liquidity interest > dumyear) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 65 Wald chi2(9) = 574.26 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err z P>|z| = = = = = 760 95 8.00 bsdta Coef [95% Conf Interval] bsdta L1 .6527692 0623079 10.48 0.000 530648 7748904 roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyear _cons -.2739539 -.0010375 0066477 -.0609016 -.0014159 -.0194818 -.4233113 -.0036797 0513498 0452427 0107869 0036417 0251327 0059926 0034153 1437969 0080881 0892797 -6.06 -0.10 1.83 -2.42 -0.24 -5.70 -2.94 -0.45 0.58 0.000 0.923 0.068 0.015 0.813 0.000 0.003 0.649 0.565 -.3626279 -.0221795 -.0004899 -.1101608 -.0131611 -.0261757 -.7051481 -.0195321 -.1236352 -.1852799 0201044 0137854 -.0116423 0103293 -.0127879 -.1414744 0121727 2263348 Instruments for first differences equation Standard D.(size tang liquidity interest dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.bsdta roa tobinq volatility) Instruments for levels equation Standard size tang liquidity interest dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.bsdta roa tobinq volatility) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(55) = 118.48 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(55) = 66.05 weakened by many instruments.) -5.69 1.28 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.200 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.146 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(24) = 26.90 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(31) = 39.15 Prob > iv(size tang liquidity interest dumyear) Hansen test excluding group: chi2(50) = 56.14 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 9.91 Prob > chi2 = chi2 = 0.309 0.149 chi2 = chi2 = 0.256 0.078 lx Hình 4.3: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ dài hạn theo GTSS doanh nghiệp xtabond2 bldta l.bldta roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyea > r, gmm(l.bldta roa tobinq volatility, lag(1 1)) iv(size tang liquidity interest > dumyear) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 65 Wald chi2(9) = 1273.64 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err bldta Coef bldta L1 .904559 0733667 roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyear _cons -.0825518 0079651 0011785 -.0286402 0009357 0016523 -.1633863 0152891 -.0220582 0292931 0062051 0017211 0318054 0038641 0012986 0604698 005609 0428601 z = = = = = 760 95 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 12.33 0.000 7607629 1.048355 -2.82 1.28 0.68 -0.90 0.24 1.27 -2.70 2.73 -0.51 0.005 0.199 0.494 0.368 0.809 0.203 0.007 0.006 0.607 -.1399653 -.0041966 -.0021948 -.0909775 -.0066378 -.0008928 -.2819049 0042956 -.1060624 -.0251383 0201268 0045518 0336972 0085093 0041974 -.0448677 0262826 0619461 Instruments for first differences equation Standard D.(size tang liquidity interest dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.bldta roa tobinq volatility) Instruments for levels equation Standard size tang liquidity interest dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.bldta roa tobinq volatility) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(55) = 86.37 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(55) = 61.53 weakened by many instruments.) -3.90 0.57 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.569 Prob > chi2 = 0.004 Prob > chi2 = 0.254 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(24) = 31.05 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(31) = 30.49 Prob > iv(size tang liquidity interest dumyear) Hansen test excluding group: chi2(50) = 58.43 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 3.10 Prob > chi2 = chi2 = 0.152 0.492 chi2 = chi2 = 0.193 0.685 lxi Hình 4.4: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ tổng nợ theo GTTT doanh nghiệp xtabond2 mtdta l.mtdta roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyea > r, gmm(l.mtdta roa tobinq volatility liquidity , lag(1 1)) iv(size tang interest > dumyear) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 79 Wald chi2(9) = 702.42 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err mtdta Coef mtdta L1 .395599 0431903 roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyear _cons -.538992 -.1322759 0229479 0311317 -.0109803 -.0242624 -.3160591 1026624 -.1010093 0704746 0342523 0056046 0368933 0077165 0048463 1903657 0120971 1468387 z = = = = = 760 95 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 9.16 0.000 3109475 4802504 -7.65 -3.86 4.09 0.84 -1.42 -5.01 -1.66 8.49 -0.69 0.000 0.000 0.000 0.399 0.155 0.000 0.097 0.000 0.492 -.6771197 -.1994091 011963 -.0411778 -.0261045 -.033761 -.6891691 0789526 -.3888078 -.4008643 -.0651427 0339328 1034411 0041438 -.0147638 0570509 1263723 1867892 Instruments for first differences equation Standard D.(size tang interest dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.mtdta roa tobinq volatility liquidity) Instruments for levels equation Standard size tang interest dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.mtdta roa tobinq volatility liquidity) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(69) = 273.88 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(69) = 80.91 weakened by many instruments.) -4.83 0.85 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.394 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.155 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(30) = 39.27 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(39) = 41.64 Prob > iv(size tang interest dumyear) Hansen test excluding group: chi2(65) = 80.72 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 0.20 Prob > chi2 = chi2 = 0.120 0.357 chi2 = chi2 = 0.090 0.996 lxii Hình 4.5: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ ngắn hạn theo GTTT doanh nghiệp xtabond2 msdta l.msdta roa tobinq size grow tang volatility liquidity dumyear, g > mm(l.msdta roa tobinq volatility liquidity , lag(1 1)) iv(size grow tang dumyear > ) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 79 Wald chi2(9) = 407.01 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err msdta Coef msdta L1 .4033223 0449537 roa tobinq size grow tang volatility liquidity dumyear _cons -.4133196 -.0993005 0120236 0240201 -.1275214 -.0136372 -.0234209 0606212 1228607 0557848 0290897 0052655 013188 0300663 0071567 0034188 0114889 1360818 z = = = = = 760 95 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 8.97 0.000 3152146 4914299 -7.41 -3.41 2.28 1.82 -4.24 -1.91 -6.85 5.28 0.90 0.000 0.001 0.022 0.069 0.000 0.057 0.000 0.000 0.367 -.5226558 -.1563152 0017034 -.0018279 -.1864503 -.0276641 -.0301216 0381033 -.1438547 -.3039833 -.0422858 0223438 049868 -.0685926 0003897 -.0167202 083139 389576 Instruments for first differences equation Standard D.(size grow tang dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.msdta roa tobinq volatility liquidity) Instruments for levels equation Standard size grow tang dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.msdta roa tobinq volatility liquidity) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(69) = 243.73 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(69) = 82.53 weakened by many instruments.) -4.82 0.66 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.510 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.127 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(30) = 34.73 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(39) = 47.80 Prob > iv(size grow tang dumyear) Hansen test excluding group: chi2(65) = 80.34 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 2.19 Prob > chi2 = chi2 = 0.253 0.158 chi2 = chi2 = 0.095 0.702 lxiii Hình 4.6: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố “kinh doanh” doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ dài hạn theo GTTT doanh nghiệp xtabond2 mldta l.mldta roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyea > r, gmm(l.mldta roa tobinq volatility, lag(1 1)) iv(size tang liquidity interest > dumyear) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor sp > eed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test > Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firmcode Time variable : year Number of instruments = 65 Wald chi2(9) = 876.12 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err mldta Coef mldta L1 .7519035 0665217 roa tobinq size tang volatility liquidity interest dumyear _cons -.1534897 -.0117845 0045702 031818 0037132 0016509 -.2662929 0435485 -.0892626 0468362 0071434 0024823 0300761 0043823 0016754 0940463 0081232 0649504 z = = = = = 760 95 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 11.30 0.000 6215235 8822836 -3.28 -1.65 1.84 1.06 0.85 0.99 -2.83 5.36 -1.37 0.001 0.099 0.066 0.290 0.397 0.324 0.005 0.000 0.169 -.245287 -.0257852 -.000295 -.02713 -.0048761 -.0016329 -.4506203 0276273 -.2165631 -.0616923 0022163 0094355 0907661 0123024 0049347 -.0819654 0594697 0380378 Instruments for first differences equation Standard D.(size tang liquidity interest dumyear) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.mldta roa tobinq volatility) Instruments for levels equation Standard size tang liquidity interest dumyear _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.mldta roa tobinq volatility) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(55) = 140.04 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(55) = 71.12 weakened by many instruments.) -4.16 0.81 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.418 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.071 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(24) = 41.38 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(31) = 29.74 Prob > iv(size tang liquidity interest dumyear) Hansen test excluding group: chi2(50) = 70.54 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 0.58 Prob > chi2 = chi2 = 0.015 0.531 chi2 = chi2 = 0.029 0.989 lxiv Phụ lục 5: Kết hồi quy ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên cấu trúc vốn doanh nghiệp Hình 5.1: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ tổng nợ theo GTSS doanh nghiệp xtgls btdta size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age, panel(hetero) corr( > psar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = btdta Coef size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age _cons 0274846 0144228 0372789 -.0003927 -.007339 0697283 0000919 -.3856108 92 92 Std Err .0062142 006446 0187065 018596 0083681 014358 0006219 162838 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 4.42 2.24 1.99 -0.02 -0.88 4.86 0.15 -2.37 P>|z| 0.000 0.025 0.046 0.983 0.380 0.000 0.882 0.018 = = = = = 828 92 76.74 0.0000 [95% Conf Interval] 0153051 0017889 0006149 -.0368403 -.0237403 0415872 -.001127 -.7047674 0396642 0270567 0739429 0360549 0090623 0978694 0013109 -.0664541 lxv Hình 5.2: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ ngắn hạn theo GTSS doanh nghiệp xtgls bsdta size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age, panel(hetero) corr( > psar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = bsdta Coef size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age _cons 0373927 0028656 -.0508204 -.0124354 010773 0618438 0006168 -.7276487 92 92 Std Err .0052 0059523 0176537 0184362 0087063 0183708 0006288 1307315 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 7.19 0.48 -2.88 -0.67 1.24 3.37 0.98 -5.57 P>|z| 0.000 0.630 0.004 0.500 0.216 0.001 0.327 0.000 = = = = = 828 92 105.85 0.0000 [95% Conf Interval] 0272009 -.0088006 -.0854209 -.0485697 -.0062911 0258377 -.0006156 -.9838778 0475844 0145318 -.0162198 0236989 027837 0978498 0018492 -.4714196 lxvi Hình 5.3: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ dài hạn theo GTSS doanh nghiệp xtgls bldta size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age, panel(hetero) corr( > psar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = bldta Coef size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age _cons 0022197 0003235 0454325 -.0030889 -.0014948 0017184 -7.60e-06 -.0143375 92 92 Std Err .0017248 0013998 015617 0054145 001638 0031482 0001164 0454528 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 1.29 0.23 2.91 -0.57 -0.91 0.55 -0.07 -0.32 P>|z| 0.198 0.817 0.004 0.568 0.361 0.585 0.948 0.752 = = = = = 828 92 13.16 0.0684 [95% Conf Interval] -.0011609 -.0024201 0148237 -.0137012 -.0047052 -.004452 -.0002357 -.1034233 0056003 0030671 0760413 0075234 0017157 0078889 0002205 0747483 lxvii Hình 5.4: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ tổng nợ theo GTTT doanh nghiệp lxviii Hình 5.5: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ ngắn hạn theo GTTT doanh nghiệp lxix Hình 5.6: Ảnh hưởng nhân tố quản trị doanh nghiệp lên tỷ lệ nợ dài hạn theo GTTT doanh nghiệp xtgls mldta size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age, panel(hetero) corr( > psar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = mldta Coef size grow state b_size ceo_dual ceo_gen ceo_age _cons 0038705 -.0013195 0436558 -.0024121 -.0007996 0017425 0000272 -.0651597 92 92 Std Err .0016394 0013874 0127429 0053423 001333 0034314 0001102 0430156 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 2.36 -0.95 3.43 -0.45 -0.60 0.51 0.25 -1.51 P>|z| 0.018 0.342 0.001 0.652 0.549 0.612 0.805 0.130 = = = = = 828 92 20.18 0.0052 [95% Conf Interval] 0006573 -.0040388 0186802 -.0128827 -.0034122 -.004983 -.0001887 -.1494687 0070837 0013997 0686314 0080586 001813 0084679 0002432 0191492 lxx Phụ lục 6: Danh sách công ty mẫu nghiên cứu STT 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 TÊN CÔNG TY CTCP XNK THỦY SẢN BẾN TRE CTCP CHẾ BIẾN THỦY SẢN CỬU LONG AN GIANG CTCP XNK THỦY SẢN AN GIANG CTCP NAM VIỆT CTCP BIBICA CTCP BAO BÌ XI MĂNG BÚT SƠN CTCP XI MĂNG BỈM SƠN CTCP ĐƯỜNG BIÊN HÒA CTCP NHỰA BÌNH MINH CTCP KHOÁNG SẢN BÌNH ĐỊNH CTCP BAO BÌ BỈM SƠN CTCP BÊ TÔNG CTCP XI MĂNG VICEM BÚT SƠN CTCP ĐỒ HỘP HẠ LONG CTCP CÁT LỢI CTCP CHẾ TẠO BƠM HẢI DƯƠNG CTCP VIGLACERA ĐÔNG ANH CTCP TẤM LỢP VÀ VẬT LIỆU XÂY DỰNG ĐỒNG NAI CTCP DƯỢC HẬU GIANG CTCP XUẤT NHẬP KHẨU Y TẾ DOMESCO CTCP NHỰA ĐỒNG NAI CTCP NHỰA ĐÀ NẴNG CTCP PHÂN BÓN VÀ HÓA CHẤT DẦU KHÍ CTCP CAO SU ĐÀ NẴNG CTCP VIGLACERA ĐÔNG TRIỀU CTCP KỸ NGHỆ ĐÔ THÀNH CTCP THỰC PHẨM SAO TA CTCP MAY SÀI GÒN CTCP GỖ THUẬN AN CTCP NÔNG DƯỢC HAI CTCP TẬP ĐOÀN HAPACO CTCP BAO BÌ PP BÌNH DƯƠNG CTCP BÊ TÔNG HÒA CẦM INTIMEX MÃ CHỨNG KHOÁN ABT ACL AGF ANV BBC BBS BCC BHS BMP BMC BPC BT6 BTS CAN CLC CTB DAC DCT DHG DMC DNP DPC DPM DRC DTC DTT FMC GMC GTA HAI HAP HBD HCC lxxi 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 CTCP BÁNH KẸO HẢI HÀ CTCP THỦY ĐIỆN NẬM MU CTCP VIGLACERA CTCP SỮA HÀ NỘI CTCP TẬP ĐOÀN HÒA PHÁT CTCO TẬP ĐOÀN HOA SEN CÔNG TY CỒ PHẦN XI MĂNG HÀ TIÊN CTCP IN SÁCH GIÁO KHOA HÒA PHÁT CTCP ĐẦU TƯ THƯƠNG MẠI THỦY SẢN CTCP DƯỢC PHẨM QUỐC TẾ CTCP KINH ĐÔ CTCP ĐIỆN LỰC KHÁNH HÒA CTCP LILAMA 10 CTCP CHẾ BIẾN HÀNG XUẤT KHẨU LONG AN CTCP KHOÁNG SẢN LÂM ĐỒNG CTCP MÍA ĐƯỜNG LAM SƠN CTCP BAO BÌ MỸ CHÂU CTCP KỸ NGHỆ KHOÁNG SẢN QUẢNG NAM CTCP THỦY HẢI SẢN MINH PHÚ CTCP NAM VIỆT CTCP THAN NÚI BÉO VINACOMIN CTCP GẠCH NGÓI NHỊ HIỆP CTCP THỦY ĐIỆN NÀ LƠI CTCP MAY PHÚ THỊNH NHÀ BÈ CTCP NGÂN SƠN CTCP NHỰA THIẾU NIÊN TIỀN PHONG CTCP PIN ẮC QUY MIỀN NAM CTCP CƠ KHÍ XĂNG DẦU CTCP THIẾT BỊ BƯU ĐIỆN CTCP NHIỆT ĐIỆN PHẢ LẠI CTCP KHOAN VÀ HÓA PHẨM DẦU KHÍ CTCP BÓNG ĐÈN VÀ PHÍCH NƯỚC RẠNG ĐÔNG CTCP CƠ ĐIỆN LẠNH CTCP THỰC PHẨM SAFOCO CTCT ĐẦU TƯ VÀ PHÁT TRIỂN SACOM CTCP NƯỚC GIẢI KHÁT CHƯƠNG DƯƠNG CTCP XI MĂNG SÀI GÒN CTCP SƠN ĐỒNG NAI HHC HJS HLY HNM HPG HSG HT1 HTP ICF IMP KDC KHP L10 LAF LBM LSS MCP MIC MPC NAV NBC NHC NLC NPS NST NTP PAC PMS POT PPC PVC RAL REE SAF SAM SCD SCJ SDN lxxii 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 CTCP NHIÊN LIỆU SÀI GÒN CTCP XNK SA GIANG CTCP THỦY SẢN CTCP THỦY ĐIỆN CẦN ĐƠN CTCP THƯƠNG MẠI CÔNG NGHIỆP SÔNG ĐÀ CTCP DẦU THỰC VẬT TƯỜNG AN CTCP THỦY ĐIỆN THÁC BÀ CTCP DỆT MAY THÀNH CÔNG CTCP TẬP ĐOÀN THÉP TIẾN LÊN CTCP CAO SU THỐNG NHẤT CTCP NHỰA TÂN ĐẠI HƯNG CTCP THỦY SẢN CTCP GẠCH MEN THANH THANH CTCP NHỰA TÂN TIẾN CTCP THẠCH CAO XI MĂNG CTCP ĐIỆN TỬ BÌNH HÒA CTCP ĐÁ ỐP LÁT VINACONEX CTCP THỰC PHẨM LÂM ĐỒNG CTCP SỮA VIỆT NAM CTCP BAO BÌ DẦU THỰC VẬT CTCP THỦY ĐIỆN VINH SƠN SÔNG HINH CTCP VIETTRONICS TÂN BÌNH CTCP VANG THĂNG LONG CTCP GỐM SỨ TỪ SƠN VIGLACERA SFC SGC SJ1 SJD STP TAC TBC TCM TLC TNC TPC TS4 TTC TTP TXM VBH VCS VDL VNM VPK VSH VTB VTL VTS ... nghiệm ảnh hưởng nhân tố đến cấu trúc vốn doanh nghiệp 40 2.4 Một số vấn đề hoạch định cấu trúc vốn doanh nghiệp 47 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP... hoạch định cấu trúc vốn 5 - Các vấn đề lý thuyết ảnh hưởng nhân tố lên cấu trúc vốn - Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng nhân tố lên cấu trúc vốn doanh nghiệp - Các doanh nghiệp Việt Nam thuộc... ảnh hưởng nhân tố lên cấu trúc vốn doanh nghiệp, luận án đề cập đến ảnh hưởng nhân tố thuộc hai nhóm: (1) nhóm nhân tố “kinh doanh doanh nghiệp tác động lên cấu trúc vốn (các nhân tố “kinh doanh