Ảnh hưởng của chất lượng báo cáo tài chính, kỳ hạn nợ đến hiệu quả đầu tư của doanh nghiệp việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH PHẠM NGỌC ANH N Ư NG C ĐẾN C T Ư NG Đ TƯ C O C O TÀ C DOANH NG N V ẠN N TN Chuyên ngành : Tài - Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN T ẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜ ƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA Tp Hồ Chí Minh - Năm 2016 LỜ C ĐO N Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu riêng hướng dẫn khoa học PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các nội dung nghiên cứu, kết luận văn trung thực chưa công bố hình thức trước Những số liệu bảng biểu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá tác giả thu thập từ nguồn khác có ghi rõ phần tài liệu tham khảo Nếu phát có gian lận xin hoàn toàn chịu trách nhiệm nội dung luận văn TP Hồ Chí Minh, Ngày 30 tháng 10 năm 2016 Người cam đoan PHẠM NGỌC ANH ỤC ỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC ỤC AN MỤC C C T AN MỤC I TT T N MỞ ĐẦU I IT I 2.T N 1.1 AN CÁC N I NC T CĐ nh hưởng chất lượng báo cáo tài (F ) đến hiệu đầu tư: 1.2 3.P nh hưởng kỳ hạn nợ đến hiệu đầu tư: 12 ƠN P PN I N C U 18 3.1 Mẫu liệu nghiên cứu: 18 3.2 Phư ng há nghiên cứu 19 3.2.1 Mô hình hồi uy 19 3.2.1.1 Mô hình iểm nghiệm mối uan hệ chất lượng báo cáo tài nợ ng n hạn vào hiệu uả đầu tư 21 3.2.1.2 Mô hình iểm nghiệm mối uan hệ chất lượng báo cáo tài hiệu uả đầu tư mức ỳ hạn nợ hác nhau: 22 3.2.2 Mô tả biến: 23 3.2.2.1 iến hụ thuộc: Đại diện cho hiệu uả đầu tư (InvEff) 23 3.2.2.2 iến chất lượng báo cáo tài (FRQ) 23 3.2.2.3 iến ỳ hạn nợ T bt: 25 3.2.2.4 Các biến iểm oát: 25 T BÀI N I NC 29 4.1 Thống ê mô tả: 29 4.2 ết uả hồi uy: 33 4.2.1 Những ảnh hưởng nợ ng n hạn chất lượng báo cáo tài đến hiệu uả đầu tư 33 4.2.2 ết uả iểm nghiệm mối uan hệ chất lượng báo cáo tài hiệu uả đầu tư mức ỳ hạn nợ hác 41 4.3 Các iểm nghiệm b ung cho ết uả hồi uy mô hình 42 4.3.1 Mô hình hiệu uả đầu tư thay 43 4.3.2 Mô hình hiệu uả đầu tư với hân vị T bt 75 45 4.3.2.1 Mô hình hiệu uả đầu tư dụng hân vị 25 45 4.3.2.2 Mô hình hiệu uả đầu tư dụng hân vị 75 47 T N TN I NC 50 5.1 Kết uả nghiên cứu 50 5.2 ạn chế hướng hát triển tư ng lai nghiên cứu 50 T I I P Ụ ỤC T AM O N ỤC C C T V ẾT T T FRQ Financial reporting quality Chất lượng báo cáo tài InvEff Investment efficiency Hiệu đầu tư STDebt Short-term debt Nợ ng n hạn Overinv Overinvestment Đầu tư uá mức Underinv Underinvestment Đầu tư mức FEM Fix Effect Model Mô hình tác động cố định REM Radom Effect Model Mô hình tác động ngẫu nhiên NPV Net Present Value Giá trị N ỤC NG ảng 3.1 Thống ê mẫu 18 ảng 1A: Thống ê mô tả 29 ảng : Tần ố biến o thể ự thua l doanh nghiệ 29 ảng 2: Ma trận tự tư ng uan P ar on: 32 Bảng 4.3: Mối quan hệ hiệu đầu tư với FRQ, STDebt biến kiểm soát tất doanh nghiệp 34 ình A: ồi uy cho doanh nghiệ đầu tư uá mức: 37 ình : ồi uy cho doanh nghiệ đầu tư mức: 38 ảng : ồi uy hiệu uả đầu tư F F T T dụng Inv với F ảng F T , T bt biến iểm từ mô hình Ch n (2011) 44 ảng : ồi uy hiệu uả đầu tư F uan F bt mối tư ng tác bt 42 ảng Mối uan hệ Inv oát T , T T T bt : ồi uy hiệu uả đầu tư F T T bt _TB, ST bt mối tư ng dụng hân vị T _T , T dụng hân vị bt 46 bt mối tư ng tác T bt 47 M Đ U Đề tài nghiên cứu tác động chất lượng báo cáo tài (F hạn nợ (đại diện t lệ nợ ng n hạn: T doanh nghiệ iệt Nam tác động ) ỳ bt) hiệu uả đầu tư thay đ i hi doanh nghiệ tình trạng đầu tư uá mức ho c đầu tư mức Đề tài c ng nghiên cứu tư ng tác chất lượng báo cáo tài ỳ hạn nợ hiệu uả đầu tư Mẫu nghiên cứu 1305 uan át 145 doanh nghiệ hi tài iệt Nam niêm yết àn chứng hoán HNX HOSE giai đoạn từ năm 200 -2015 Đề tài dụng phư ng há hồi quy liệu bảng gộp (Pooled OLS), mô hình ảnh hưởng cố định (FEM) mô hình tác ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Kết uả thu luận văn chất lượng báo cáo tài tăng dụng nhiều nợ ng n hạn gi nâng cao hiệu uả đầu tư, giảm vấn đề đầu tư uá mức cải thiện tình trạng đầu tư mức doanh nghiệ ên cạnh đ , nghiên cứu c ng tìm mối uan hệ thay chất lượng báo cáo tài ỳ hạn nợ ảnh hưởng đến hiệu uả đầu tư: tác động chất lượng báo cáo tài đến hiệu uả đầu tư lớn h n hi doanh nghiệ dụng hoản nợ ng n hạn h n Từ h a: Chất lượng báo cáo tài (FRQ), hiệu đầu tư (InvEff), (Debt maturity) n nợ G Ớ T Nếu so với tình hình kinh tế - xã hội năm trước, tranh kinh tế nước ta năm 2016 diễn biến tích cực, mở nhiều c hội phát triển bền vững năm tới Các báo kinh tế vĩ mô tăng trưởng, kiểm soát lạm phát, t giá, khoản ngân hàng thư ng mại, xuất-nhập khẩu… tiếp tục cải thiện so với năm trước Các c hội đầu tư ngày tăng tạo động lực giúp doanh nghiệ động đầu tư inh doanh Tuy nhiên, inh tế hục hồi doanh nghiệ nh nên lượng vốn c iệt Nam đa ố doanh nghiệ vừa n c n hạn chế, h để n m b t ị thời c hội điều kiện có hát inh nhu cầu vốn Một nguồn cung cấ vốn hấ dẫn mà doanh nghiệ nước dụng, đá ứng nhu cầu thời gian uay v ng vốn nhanh, đ nợ ng n hạn Ở hư ng diện khác, báo cáo tài công cụ hữu ích cho việc đánh giá tình hình tài công ty, so sánh doanh nghiệp với đối thủ cạnh tranh khác Báo cáo tài c ng cho trình bày tài sản, lợi nhuận, chí khoản nợ, khoản l vị công ty Thông ua hân tích ố báo cáo tài chính, người dụng có nhiều thông tin tình trạng uản l tình trạng tài doanh nghiệ để đưa uyết định xác hợ l ấn đề đ t chất lượng báo cáo tài ỳ hạn nợ c ảnh hưởng đến hiệu uả đầu tư? Điều đ nhiều nhà nghiên cứu uan tâm, cụ thể nghiên cứu ảnh hưởng chất lượng báo cáo tài hiệu uả đầu tư như: ( u hman mith, 2001), ( aly Pal u, 2001) cho r ng doanh nghiệ c thể giảm bất cân xứng thông tin b ng cách nâng cao chất lượng báo cáo tài công ty C n ảnh hưởng kỳ hạn nợ có nghiên cứu như: nghiên cứu (Flann ry, 1 6), ( rg r d ll, ), (Molina P na , 200 ) h ng định ỳ hạn hoản nợ ng n hạn c thể giảm thiểu vấn đề bất cân xứng thông tin công ty; (McNichols tubb n, 2008), (Biddle, 200 ) (Chen, 2011) c ng cho thấy việc giảm rủi ro đạo đức chất lượng báo cáo tài tốt h n, gi nhà uản l nâng cao hiệu uả đầu tư từ việc xác định c hội đầu tư mang lại lợi ích o đ , nghiên cứu ảnh hưởng chất lượng báo cáo tài ỳ hạn nợ đến hiệu uả đầu tư doanh nghiệ iệt Nam Đ c biệt, tậ trung âu x m x t hai trường hợ : đầu tư uá mức đầu tư mức Đầu tiên, nghiên cứu dụng mô hình (Biddle, 200 ) để ước tính mức lệch đầu tư o với mức đầu tư dự iến, từ đ đo lường biến hiệu uả đầu tư (InvEff) Tiếp theo, nghiên cứu đo lường đại diện hác cho chất lượng báo cáo tài dựa độ xác thông tin ế toán, thông ua ba mô hình (Kasznik, 1999), ( cho ich v, 2002), (McNichol tubb n, 200 ) au đ tính giá trị trung bình FRQ hư ng há Sau ước tính giá trị bốn mô hình hụ, nghiên cứu tiến hành hồi quy dựa mô hình ( omari Ballesta, 2013) th o hư ng há hồi uy Pooled OLS, FEM hay REM lựa chọn kết phù hợp với mô hình Nghiên cứu c ng dụng mô hình (Chen, 2011) để iểm định độ tin cậy ết uả hồi uy Cuối c ng, nghiên cứu đo lường xu hướng tậ trung liệu, mô hình hồi uy ảnh hưởng tư ng tác biến chất lượng báo cáo tài ỳ hạn nợ với hân vị 25 hân vị biến ỳ hạn nợ Phần nghiên cứu trình bày t ng uan nghiên cứu trước Phần mô tả biến, đại diện biến mẫu Phần cứu hần ết luận chung nghiên cứu trình bày ết uả nghiên T NG N CÁC NG NC TRƯỚC Đ Để tồn hát triển thị trường cạnh tranh, doanh nghiệp Việt Nam phải phát triển m t, để b t kịp với thị hiếu thị trường gia nhập kinh tế giới Cụ thể, doanh nghiệp phải cải thiện hiệu đầu tư ao cho đạt mức tối ưu o đ , ngày nhiều nghiên cứu yếu tố tác động đến hiệu đầu tư, n i bật nghiên cứu chất lượng báo cáo tài kỳ hạn nợ Th o nghiên cứu omari Ballesta (2013) cho thấy chất lượng báo cáo tài kỳ hạn nợ c ự tư ng uan việc nâng cao hiệu đầu tư: doanh nghiệ dụng khoản nợ ng n hạn h n (nhiều h n), chất lượng báo cáo tài tốt h n (thấ h n) gi cải thiện hiệu đầu tư Các doanh nghiệ c chất lượng báo cáo tài thấp, chủ nợ s s dụng kỳ hạn nợ để kiểm soát hành vi nhà quản l để tránh tước đoạt M t khác, doanh nghiệ c chất lượng báo cáo tài tốt h n, thông tin ế toán s dụng để theo dõi vấn đề thiếu hiệu đầu tư nhiều h n Phần tiế th o trình bày nghiên cứu ảnh hưởng chất lượng báo cáo tài đến hiệu uả đầu tư 1.1 Ản ưởng chất lượng báo cáo tài c ín (FRQ) đến hiệu đầu tư: Các uyết định đầu tư ảnh hưởng đến việc dụng nguồn vốn c ng lợi ích thu Đ l trước đưa uyết định, nhà đầu tư tìm hiểu ĩ thông tin ua nhiều công cụ nguồn thông tin hác iệu uả vốn đầu tư ết uả việc o ánh ết uả đầu chi hí đầu vào uá trình đầu tư iệu uả đầu tư tất lợi ích việc thực đầu tư đ m lại việc doanh nghiệ c thể thực tất dự án c NP dư ng Theo lý thuyết tân c điển, doanh nghiệ đầu tư lợi ích cận biên b ng chi phí cận biên nh m tối đa h a giá trị họ (Yoshikawa, 1980); (Hayashi, 1982); (Abel, 1983) Xem xét vấn đề khía cạnh khác (Gordon, 1992) (Crotty, 1992) cho thấy ưu tiên cho tăng trưởng ho c cho an ninh tài xác định đầu tư dự kiến Cùng xem xét vấn đề (Myers, 1977) phân tích B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.35 Prob>chi2 = 0.8025 19 Hồi quy UnderI_TB a) Kết FEM b) Kết REM kiểm định Hausman UnderI Coef FRQ_TB sdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.0601525 002124 0078495 -.0148771 0007244 -2.82e-09 1.07e-09 0115658 0026067 -.0155205 -.0693784 5.71e-07 -.1345651 0267078 0107977 0074423 0191266 0351854 1.11e-08 2.26e-09 0089497 0054379 0103811 0434807 1.20e-06 0914311 sigma_u sigma_e rho 06546352 05608686 57668578 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t -2.25 0.20 1.05 -0.78 0.02 -0.26 0.47 1.29 0.48 -1.50 -1.60 0.47 -1.47 F(143, 533) = Std Err P>|t| 0.025 0.844 0.292 0.437 0.984 0.799 0.637 0.197 0.632 0.135 0.111 0.636 0.142 [95% Conf Interval] -.1126179 -.0190872 -.0067704 -.0524498 -.0683947 -2.46e-08 -3.38e-09 -.0060153 -.0080757 -.0359134 -.1547929 -1.80e-06 -.3141746 3.05 z Prob > F = 0.0000 UnderI Coef FRQ_TB sdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.0536449 -.0011275 0071556 0038868 -.0221417 -3.99e-09 1.53e-09 0113884 0022966 -.0183693 -.0649477 4.96e-07 -.175472 0245873 0096778 0030539 0081635 024223 1.05e-08 2.14e-09 0080786 0035061 0097593 035119 9.69e-07 0452293 sigma_u sigma_e rho 05835969 05608686 51985148 (fraction of variance due to u_i) -2.18 -0.12 2.34 0.48 -0.91 -0.38 0.71 1.41 0.66 -1.88 -1.85 0.51 -3.88 P>|z| 0.029 0.907 0.019 0.634 0.361 0.704 0.475 0.159 0.512 0.060 0.064 0.609 0.000 -.0076871 0233353 0224695 0226956 0698434 1.89e-08 5.51e-09 0291468 0132892 0048724 0160361 2.94e-06 0450445 [95% Conf Interval] -.101835 -.0200956 00117 -.0121134 -.0696179 -2.46e-08 -2.67e-09 -.0044454 -.0045753 -.0374972 -.1337796 -1.40e-06 -.2641197 -.0054548 0178405 0131411 019887 0253345 1.66e-08 5.73e-09 0272223 0091685 0007585 0038842 2.39e-06 -.0868242 Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 5.79 Prob>chi2 = 0.7611 20 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT a) Kết Pooled OLS b) Kiểm định F c) Kiểm định Breusch-Pagan xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Inveff[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var Inveff e u Test: sd = sqrt(Var) 0180749 0156828 1344428 125231 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 corr(u_i, Xb) = -0.6876 Inveff Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB dumstdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 117472 014709 0172918 0155177 0389872 -.4219178 1.14e-08 1.26e-09 -.011087 0207579 0181399 -.1007579 1.82e-06 -.3331353 sigma_u sigma_e rho 07346224 12523098 25601658 F test that all u_i=0: Prob > F Std Err .0495962 0204625 (omitted) 0098824 0142474 0376832 0555295 1.97e-08 3.98e-09 0163891 0094721 0206741 0805201 2.55e-06 1655519 t P>|t| = 0.0000 [95% Conf Interval] 2.37 0.72 0.018 0.472 0201108 -.0254605 2148331 0548785 1.75 1.09 1.03 -7.60 0.58 0.32 -0.68 2.19 0.88 -1.25 0.71 -2.01 0.081 0.276 0.301 0.000 0.561 0.751 0.499 0.029 0.381 0.211 0.476 0.045 -.0021082 -.0124509 -.0349879 -.5309265 -2.72e-08 -6.56e-09 -.04326 0021636 -.0224451 -.2588252 -3.19e-06 -.6581265 0366917 0434864 1129623 -.3129091 5.01e-08 9.09e-09 021086 0393523 0587248 0573093 6.82e-06 -.0081441 (fraction of variance due to u_i) F(139, 763) = 21 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT Over a) Kết chạy OLS b) Kết FEM c) Kiểm định Breusch-Pagan 1.05 Prob > F = 0.3435 overI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB dumstdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons t -.3891311 1679221 0858131 0781804 (omitted) 0006017 0361131 0146454 0580297 -.2975457 1673747 9004926 1879934 -2.58e-08 8.58e-08 -2.79e-09 1.89e-08 0063344 0478797 -.0423684 0301355 -.2458585 0995003 0907924 2557236 0000181 0000391 4682007 5256678 sigma_u sigma_e rho 21829999 19238512 56285129 F test that all u_i=0: Std Err P>|t| [95% Conf Interval] -2.32 1.10 0.022 0.274 -.7211222 -.0687537 -.0571401 24038 0.02 0.25 -1.78 4.79 -0.30 -0.15 0.13 -1.41 -2.47 0.36 0.46 0.89 0.987 0.801 0.078 0.000 0.764 0.883 0.895 0.162 0.015 0.723 0.644 0.375 -.0707957 -.1000825 -.6284545 5288196 -1.95e-07 -4.02e-08 -.0883264 -.1019479 -.442576 -.4147869 -.0000592 -.5710727 0719992 1293732 0333632 1.272166 1.44e-07 3.46e-08 1009952 0172111 -.049141 5963717 0000953 1.507474 (fraction of variance due to u_i) F(102, 140) = 0.92 Prob > F = 0.6748 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian overI[nCompany,t] Estimated = multiplier Xb + for u[nCompany] + random overI e u Var(u) = sd 0477508 037012 = sqrt(Var) 2185195 1923851 0 chibar2(01) Prob > chibar2 = = effects e[nCompany,t] results: Var Test: test 0.00 1.0000 22 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT Under a) Kết chạy OLS UnderI FRQ_TB sdebt FRQ_TB dumstdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons Coef Std Err -.0622892 0258598 -.0031764 0100095 (omitted) 0071958 0052587 0070584 0033216 0040725 008653 -.0216469 0250024 -3.44e-09 1.07e-08 1.54e-09 2.19e-09 0118753 0090526 0023483 0035964 -.0183388 0101381 -.0684277 0372891 5.84e-07 9.91e-07 -.1796061 0500822 z P>|z| [95% Conf Interval] -2.41 -0.32 0.016 0.751 -.1129736 -.0227948 -.0116049 0164419 1.37 2.13 0.47 -0.87 -0.32 0.70 1.31 0.65 -1.81 -1.84 0.59 -3.59 0.171 0.034 0.638 0.387 0.749 0.482 0.190 0.514 0.070 0.066 0.556 0.000 -.0031112 0005482 -.0128871 -.0706508 -2.45e-08 -2.76e-09 -.0058675 -.0047005 -.038209 -.1415131 -1.36e-06 -.2777654 0175027 0135686 0210321 027357 1.76e-08 5.84e-09 0296181 009397 0015315 0046577 2.53e-06 -.0814468 b) Kết chạy REM kiểm định Hausman 23 Hồi quy Inveff2 với FRQ_TB Inveff2 Coef FRQ_TB sdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 1166723 0233938 0158264 041097 -.4238927 1.10e-08 1.44e-09 -.0131036 0206096 0162342 -.1105778 1.52e-06 -.3370848 0478 0196066 0132121 0346525 0543679 1.93e-08 3.91e-09 0150619 0092699 0200045 0773508 2.49e-06 1560157 sigma_u sigma_e rho 07368289 12354118 26238526 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| 2.44 1.19 1.20 1.19 -7.80 0.57 0.37 -0.87 2.22 0.81 -1.43 0.61 -2.16 F(144, 793) = [95% Conf Interval] 0.015 0.233 0.231 0.236 0.000 0.568 0.712 0.385 0.026 0.417 0.153 0.542 0.031 0228428 -.0150932 -.0101086 -.0269244 -.5306147 -2.69e-08 -6.22e-09 -.0426694 0024132 -.0230338 -.2624143 -3.37e-06 -.6433374 1.08 2105018 0618808 0417613 1091184 -.3171707 4.89e-08 9.11e-09 0164623 038806 0555022 0412586 6.41e-06 -.0308322 Prob > F = 0.2694 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Inveff2[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var Inveff2 e u Test: sd = sqrt(Var) 0175213 0152624 1323681 1235412 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Inveff2 Coef FRQ_TB sdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 0667434 0157482 0043533 0261011 -.2333319 1.64e-08 -8.91e-10 -.0198708 0018949 -.0109739 -.0098134 -1.93e-07 -.153291 Std Err .0382529 0138047 0027334 0069291 0239867 1.67e-08 3.46e-09 0118147 0032799 016968 0461625 1.94e-06 0420265 t P>|t| 1.74 1.14 1.59 3.77 -9.73 0.98 -0.26 -1.68 0.58 -0.65 -0.21 -0.10 -3.65 0.081 0.254 0.112 0.000 0.000 0.327 0.797 0.093 0.564 0.518 0.832 0.921 0.000 [95% Conf Interval] -.0083278 -.0113435 -.001011 0125027 -.2804057 -1.64e-08 -7.69e-09 -.0430572 -.0045418 -.0442735 -.1004073 -4.00e-06 -.2357679 1418145 04284 0097177 0396995 -.1862581 4.92e-08 5.90e-09 0033156 0083316 0223258 0807804 3.62e-06 -.0708141 24 Hồi quy UnderII với FRQ_TB a) Kết chạy FEM b) Kiểm định Hausman UnderI2 Coef FRQ_TB sdebt lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.2256461 -.030719 -.006935 -.1158954 630399 -1.58e-08 -5.63e-10 0311422 -.0231928 -.0472143 0562527 -1.15e-06 2974364 0541043 0221925 0149547 0392228 0615385 2.18e-08 4.42e-09 0170484 0104925 0226429 0875525 2.82e-06 1765926 sigma_u sigma_e rho 11350442 13983498 39717681 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(144, 793) = t -4.17 -1.38 -0.46 -2.95 10.24 -0.72 -0.13 1.83 -2.21 -2.09 0.64 -0.41 1.68 P>|t| 0.000 0.167 0.643 0.003 0.000 0.469 0.899 0.068 0.027 0.037 0.521 0.684 0.093 1.27 [95% Conf Interval] -.3318507 -.074282 -.0362905 -.1928881 5096015 -5.87e-08 -9.24e-09 -.0023231 -.0437891 -.0916614 -.1156094 -6.68e-06 -.0492077 -.1194415 0128441 0224204 -.0389027 7511965 2.71e-08 8.11e-09 0646076 -.0025965 -.0027673 2281148 4.39e-06 6440805 Prob > F = 0.0256 25 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT25 a) Kết chạy Pooled OLS b) Kết chạy FEM kiểm định F c) Kiểm định Breusch-Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Inveff[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var Inveff e u Test: sd = sqrt(Var) 0180749 0156574 1344428 1251295 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = Inveff Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt25 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 1137704 0164259 0236202 0145443 0418813 -.4319636 1.20e-08 1.01e-09 -.0101146 021623 0182237 -.1006087 1.82e-06 -.3379562 sigma_u sigma_e rho 07465255 12512955 26250101 F test that all u_i=0: 0.00 1.0000 Std Err .0495937 0201851 (omitted) 0113853 0142513 0374754 0554108 1.97e-08 3.98e-09 01639 0094685 0206555 0804146 2.55e-06 1651214 t P>|t| [95% Conf Interval] 2.29 0.81 0.022 0.416 016414 -.0231991 2111268 0560509 2.07 1.02 1.12 -7.80 0.61 0.25 -0.62 2.28 0.88 -1.25 0.71 -2.05 0.038 0.308 0.264 0.000 0.542 0.799 0.537 0.023 0.378 0.211 0.477 0.041 0012699 -.0134322 -.0316859 -.5407394 -2.66e-08 -6.81e-09 -.0422895 0030356 -.0223247 -.2584689 -3.19e-06 -.6621023 0459705 0425207 1154485 -.3231879 5.06e-08 8.83e-09 0220604 0402103 0587721 0572514 6.82e-06 -.0138101 (fraction of variance due to u_i) F(139, 763) = 1.07 Prob > F = 0.2858 26 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT25 OverI a) Kết chạy FEM kiểm định F b) Kiểm định Breusch-Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects overI[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var overI e u Test: sd = sqrt(Var) 0477508 0367566 2185195 1917201 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 overI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt25 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.2546568 -.0478682 -.0316438 -.0013871 -.0597567 511519 -2.41e-08 3.92e-09 0551777 -.0108585 -.0112316 -.0399847 6.91e-06 1694669 Std Err .1085192 0494593 (omitted) 0271149 0105565 0208781 0740264 5.26e-08 1.08e-08 0330044 0085171 0623231 1400431 0000256 1560543 overI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt25 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.3757496 1075452 -.0394068 0142307 -.2884137 9083188 -2.78e-08 -3.53e-09 -.0006199 -.0419662 -.258051 090098 0000185 4642521 sigma_u sigma_e rho 21414479 1917201 55508346 F test that all u_i=0: t P>|t| [95% Conf Interval] -2.35 -0.97 0.020 0.334 -.4684195 -.1452938 -.040894 0495574 -1.17 -0.13 -2.86 6.91 -0.46 0.36 1.67 -1.27 -0.18 -0.29 0.27 1.09 0.244 0.896 0.005 0.000 0.646 0.718 0.096 0.204 0.857 0.775 0.787 0.279 -.0850551 -.0221815 -.1008826 3657008 -1.28e-07 -1.74e-08 -.0098348 -.0276357 -.1339966 -.3158436 -.0000435 -.1379313 0217675 0194074 -.0186308 6573373 7.94e-08 2.53e-08 1201902 0059188 1115335 2358743 0000573 4768651 Std Err .1677029 0758541 (omitted) 0399456 0578152 1669165 1873955 8.51e-08 1.88e-08 0480228 0299702 098869 2533201 0000389 5238632 t P>|t| [95% Conf Interval] -2.24 1.42 0.027 0.158 -.7073073 -.0424226 -.044192 2575129 -0.99 0.25 -1.73 4.85 -0.33 -0.19 -0.01 -1.40 -2.61 0.36 0.47 0.89 0.326 0.806 0.086 0.000 0.745 0.851 0.990 0.164 0.010 0.723 0.636 0.377 -.1183814 -.100073 -.6184166 5378278 -1.96e-07 -4.06e-08 -.0955636 -.1012188 -.4535203 -.4107295 -.0000585 -.5714536 0395678 1285343 0415893 1.27881 1.40e-07 3.35e-08 0943238 0172864 -.0625817 5909255 0000954 1.499958 (fraction of variance due to u_i) F(102, 140) = 0.92 Prob > F = 0.6602 27 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT25 Under a) Kết chạy Pooled OLS b) Kết chạy FEM kiểm định F c) Kết chạy REM kiểm định Hausman UnderI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt25 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.0701405 001953 0044353 0062245 -.0148316 -.0007983 -1.70e-09 8.32e-10 0117388 0028135 -.0158516 -.0739197 5.11e-07 -.117951 sigma_u sigma_e rho 06674204 05721697 57638941 F test that all u_i=0: Std Err .0281753 0111168 (omitted) 0065866 0083266 020861 0363368 1.14e-08 2.33e-09 010234 005606 010788 0457161 1.25e-06 099818 t P>|t| [95% Conf Interval] -2.49 0.18 0.013 0.861 -.125495 -.0198876 -.0147861 0237935 0.67 0.75 -0.71 -0.02 -0.15 0.36 1.15 0.50 -1.47 -1.62 0.41 -1.18 0.501 0.455 0.477 0.982 0.881 0.721 0.252 0.616 0.142 0.107 0.684 0.238 -.008505 -.0101344 -.0558161 -.0721872 -2.40e-08 -3.74e-09 -.0083673 -.0082004 -.0370462 -.1637356 -1.95e-06 -.3140579 0173755 0225834 0261529 0705906 2.06e-08 5.41e-09 031845 0138274 005343 0158961 2.98e-06 078156 (fraction of variance due to u_i) F(138, 508) = 3.03 Prob > F = 0.0000 Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.83 Prob>chi2 = 0.7410 28 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT75 a Kết Pooled OLS b Kết FEM kiểm định F c Kiểm định Breusch-Pagan Inveff Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 0654906 0110504 0143662 0050768 0276664 -.2303732 1.41e-08 -8.26e-10 -.0212958 0018705 -.0131783 -.0083645 5.91e-08 -.1690385 Inveff Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons 1183464 0191164 0064049 0160397 0440411 -.42502 1.03e-08 1.36e-09 -.0118049 020914 0168441 -.1081561 1.82e-06 -.3494132 sigma_u sigma_e rho 07433055 12545061 25984391 F test that all u_i=0: Std Err .0395355 0142609 (omitted) 0087936 0029675 0073274 0248569 1.71e-08 3.53e-09 0125458 0033541 0176824 0500061 1.98e-06 0464324 t [95% Conf Interval] 0.098 0.439 -.0121017 -.016938 1430828 0390387 1.63 1.71 3.78 -9.27 0.83 -0.23 -1.70 0.56 -0.75 -0.17 0.03 -3.64 0.103 0.087 0.000 0.000 0.409 0.815 0.090 0.577 0.456 0.867 0.976 0.000 -.002892 -.0007472 0132857 -.2791573 -1.94e-08 -7.75e-09 -.0459182 -.0047123 -.0478817 -.1065064 -3.82e-06 -.2601666 0316244 0109008 0420471 -.1815892 4.77e-08 6.10e-09 0033266 0084533 0215251 0897774 3.94e-06 -.0779104 Std Err .0496906 0206624 (omitted) 0103676 0142689 0377091 0557226 1.97e-08 3.99e-09 0164145 0094885 0207013 0805349 2.56e-06 1656981 P>|t| 1.66 0.77 t P>|t| [95% Conf Interval] 2.38 0.93 0.017 0.355 0207999 -.0214455 2158929 0596783 0.62 1.12 1.17 -7.63 0.52 0.34 -0.72 2.20 0.81 -1.34 0.71 -2.11 0.537 0.261 0.243 0.000 0.602 0.733 0.472 0.028 0.416 0.180 0.477 0.035 -.0139475 -.0119713 -.0299848 -.5344078 -2.84e-08 -6.47e-09 -.0440278 0022874 -.0237941 -.2662524 -3.20e-06 -.6746914 0267572 0440506 1180669 -.3156321 4.90e-08 9.20e-09 0204181 0395406 0574823 0499403 6.84e-06 -.024135 (fraction of variance due to u_i) F(139, 763) = 1.05 Prob > F = 0.3349 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Inveff[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var Inveff e u Test: sd = sqrt(Var) 0180749 0157379 1344428 1254506 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 29 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT75 OVER a) Kết chạy Pooled OLS b) Kết chạy FEM kiểm định F c) Kiểm định Breusch-Pagan overI FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons Coef Std Err -.2572792 1088239 -.0528422 0497688 (omitted) -.0107163 0274414 -.0037457 0103735 -.0583368 0209032 5041241 0743319 -2.43e-08 5.29e-08 4.59e-09 1.09e-08 058861 0329182 -.0110674 0085667 -.0070047 0623666 -.0295979 1400864 5.01e-06 0000256 1800269 1561612 overI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.38721 0910415 -.0073015 0150306 -.2986045 8971462 -2.36e-08 -2.84e-09 0053732 -.0423185 -.2477019 0872357 0000187 4664949 sigma_u sigma_e rho 21873633 19236144 56389422 F test that all u_i=0: t [95% Conf Interval] -2.36 -1.06 0.019 0.289 -.4716422 -.1508775 -.0429162 045193 -0.39 -0.36 -2.79 6.78 -0.46 0.42 1.79 -1.29 -0.11 -0.21 0.20 1.15 0.696 0.718 0.006 0.000 0.646 0.673 0.075 0.198 0.911 0.833 0.845 0.250 -.0647708 -.0241795 -.0995123 3577041 -1.29e-07 -1.68e-08 -.0059817 -.0279422 -.1298554 -.3055421 -.0000455 -.1275818 0433382 0166882 -.0171613 6505441 7.99e-08 2.60e-08 1237038 0058075 115846 2463463 0000555 4876355 Std Err .1679985 0773106 (omitted) 0391668 0580483 1673409 1886482 8.60e-08 1.88e-08 0479099 0300682 0988275 254708 0000392 5256776 P>|t| t P>|t| [95% Conf Interval] -2.30 1.18 0.023 0.241 -.719352 -.0618056 -.055068 2438886 -0.19 0.26 -1.78 4.76 -0.27 -0.15 0.11 -1.41 -2.51 0.34 0.48 0.89 0.852 0.796 0.077 0.000 0.784 0.880 0.911 0.162 0.013 0.732 0.634 0.376 -.0847364 -.0997341 -.6294463 5241785 -1.94e-07 -4.00e-08 -.0893473 -.101765 -.4430892 -.4163358 -.0000588 -.5727979 0701333 1297953 0322374 1.270114 1.46e-07 3.43e-08 1000937 0171279 -.0523147 5908072 0000962 1.505788 (fraction of variance due to u_i) F(102, 140) = 0.92 Prob > F = 0.6685 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects overI[nCompany,t] = Xb + u[nCompany] + e[nCompany,t] Estimated results: Var overI e u Test: sd = sqrt(Var) 0477508 0370029 2185195 1923614 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 30 Hồi quy FRQ_TB*STDEBT75 Under a) Kết FEM kiểm định F b) Kết REM kiểm định Hausman Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.07 Prob>chi2 = 0.8093 UnderI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.0617415 -.0025589 0036367 0074185 0044965 -.0204301 -3.66e-09 1.49e-09 0117517 0022287 -.0189055 -.0716089 5.95e-07 -.1828669 sigma_u sigma_e rho 05938956 05721138 5186741 UnderI Coef FRQ_TB sdebt FRQ_TB DumDebt75 lnsales lnage tang stdCFO stdsale Qtobin z loss CFO_ATA Opercycle _cons -.0686188 0007756 0041741 0066001 -.0156922 0021572 -2.10e-09 9.10e-10 011402 0026603 -.0162437 -.0753089 5.28e-07 -.117618 sigma_u sigma_e rho 06671436 05721138 57623458 F test that all u_i=0: Std Err .0258875 0101289 (omitted) 0052803 0033107 0086577 0250259 1.08e-08 2.19e-09 0090662 0035992 0101389 0372406 9.92e-07 0500612 z P>|z| [95% Conf Interval] -2.38 -0.25 0.017 0.801 -.1124801 -.0224111 -.0110029 0172933 0.69 2.24 0.52 -0.82 -0.34 0.68 1.30 0.62 -1.86 -1.92 0.60 -3.65 0.491 0.025 0.604 0.414 0.734 0.498 0.195 0.536 0.062 0.054 0.549 0.000 -.0067125 0009297 -.0124723 -.0694799 -2.47e-08 -2.81e-09 -.0060177 -.0048257 -.0387775 -.1445991 -1.35e-06 -.280985 013986 0139074 0214653 0286196 1.74e-08 5.79e-09 0295212 0092831 0009664 0013813 2.54e-06 -.0847488 (fraction of variance due to u_i) Std Err .0281479 0113416 (omitted) 005614 008286 0209369 0362114 1.13e-08 2.32e-09 0102463 0056003 010778 0455923 1.25e-06 0997598 t P>|t| [95% Conf Interval] -2.44 0.07 0.015 0.946 -.1239195 -.0215066 -.0133182 0230578 0.74 0.80 -0.75 0.06 -0.19 0.39 1.11 0.48 -1.51 -1.65 0.42 -1.18 0.458 0.426 0.454 0.953 0.853 0.696 0.266 0.635 0.132 0.099 0.674 0.239 -.0068554 -.0096791 -.0568258 -.0689852 -2.44e-08 -3.66e-09 -.0087284 -.0083423 -.0374186 -.1648816 -1.94e-06 -.3136106 0152035 0228792 0254414 0732996 2.02e-08 5.48e-09 0315323 0136628 0049312 0142637 2.99e-06 0783746 (fraction of variance due to u_i) F(138, 508) = 3.03 Prob > F = 0.0000 ... đến hiệu đầu tư, n i bật nghiên cứu chất lượng báo cáo tài kỳ hạn nợ Th o nghiên cứu omari Ballesta (2013) cho thấy chất lượng báo cáo tài kỳ hạn nợ c ự tư ng uan việc nâng cao hiệu đầu tư: doanh. .. nợ ảnh hưởng đến hiệu uả đầu tư: tác động chất lượng báo cáo tài đến hiệu uả đầu tư lớn h n hi doanh nghiệ dụng hoản nợ ng n hạn h n Từ h a: Chất lượng báo cáo tài (FRQ), hiệu đầu tư (InvEff),... trình bày nghiên cứu ảnh hưởng chất lượng báo cáo tài đến hiệu uả đầu tư 1.1 Ản ưởng chất lượng báo cáo tài c ín (FRQ) đến hiệu đầu tư: Các uyết định đầu tư ảnh hưởng đến việc dụng nguồn vốn c