Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn, hiệu quả hoạt động và cơ cấu sở hữu bằng chứng thực nghiệm các doanh nghiệp sản xuất trên sàn chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ NGỌC LAN MỐI QUAN HỆ GIỮA CẤU TRÚC VỐN, HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG VÀ CƠ CẤU SỞ HỮU: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ NGỌC LAN MỐI QUAN HỆ CẤU TRÚC VỐN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG VÀ CƠ CẤU SỞ HỮU: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TRÊN SÀN CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS LÊ ĐẠT CHÍ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2017 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam kết luận văn cơng trình nghiên cứu riêng cá nhân hướng dẫn TS Lê Đạt Chí Các nguồn tài liệu trích dẫn, số liệu nội dung sử dụng trong luận văn thu thập từ từ thực tế có nguồn gốc rõ ràng, trung thực, khách quan Tơi xin chịu trách nhiệm cá nhân luận văn Tác giả NGUYỄN THỊ NGỌC LAN MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU CHƯƠNG TỔNG QUAN VỀ BÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Vấn đề nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa nghiên cứu 1.6 Bố cục nghiên cứu CHƯƠNG TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC 2.1 Lý thuyết cấu trúc vốn 2.1.1 Lý thuyết Franco Modigliani Merton Miller (MM) cấu trúc vốn 2.1.2 Lý thuyết đánh đổi 2.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.4 Lý thuyết chi phí đại diện 10 2.1.5 Lý thuyết lợi nhuận hoạt động ròng 11 2.1.6 Lý thuyết cấu trúc vốn tối ưu 11 2.2 Mối quan hệ hiệu hoạt động, cấu trúc vốn cấu vốn cổ phần 11 2.2.1 Cấu trúc vốn tác động lên hiệu hoạt động 11 2.2.2 Hiệu hoạt động tác động đến cấu trúc vốn 17 2.2.3 Mối quan hệ cấu trúc vốn cổ phần chi phí đại diện nợ vốn chủ sở hữu 18 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 21 3.1 Tình hình kinh tế Việt Nam giai đoạn từ 2012 – 2015 21 3.2 Mơ hình thực nghiệm 22 3.2.1 Mơ hình thực nghiệm 1: cấu trúc vốn tác động lên hiệu hoạt động doanh nghiệp 22 3.2.2 Mơ hình thực nghiệm 2: hiệu hoạt động doanh nghiệp tác động lên cấu trúc vốn 28 3.3 phương pháp nghiên cứu 32 3.3.1 Thống kê mô tả 32 3.3.2 Phân tích tương quan 33 3.3.3 Phân tích đa cộng tuyến 33 3.3.4 Phân tích hồi quy liệu bảng 34 3.3.5 Kiểm định giả thuyết mơ hình hồi quy 36 Kiểm định phương sai sai số thay đổi: 36 Kiểm định tương quan phần dư: 37 Hiện tượng nội sinh 37 3.3.6 Phương pháp hồi quy GMM 38 Ưu điểm GMM 38 Thủ tục ước lượng GMM kiểm định 39 Tính chất phương pháp ước lượng GMM 40 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 4.1 Thống kê mô tả 41 4.2 Kiểm định việc lựa chọn mơ hình ước lượng hồi quy 42 4.2.1 Kiểm định tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 42 4.2.2 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư 43 4.2.3 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư dữ liê ̣u bảng – Wooldridge (2002) Drukker (2003) 44 4.4 Kết thực nghiệm 44 4.2.1 Kết thực nghiệm cấu trúc vốn tác động lên hiệu hoạt động doanh nghiệp 46 4.2.2 Kết thực nghiệm hiệu hoạt động tác động lên cấu trúc vốn doanh nghiệp 50 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 56 5.1 Kết luận 56 5.1.1 Cấu trúc vốn tác động lên hiệu hoạt động doanh nghiệp 56 5.1.2 Hiệu hoạt động tác động lên cấu trúc vốn 58 5.2 Kiến nghị 59 5.3 Hạn chế Đề tài 60 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu 60 Danh mục Tài liệu tham khảo Phụ lục DANH MỤC BẢNG BIỂU STT Bảng 3.1 Bảng 3.2 Tên bảng Bảng mô tả biến mô hình thực nghiệm Bảng mơ tả tính tốn biến Bảng 4.1 Bảng 4.2: Bảng 4.3: Bảng 4.4: Bảng 4.5: Bảng 4.6 Bảng 4.7: Bảng 4.8 Bảng 4.9: Bảng Thống kê mô tả biến Kết ma trận tương quan Kết kiểm tra đa cộng tuyến Kết kiểm tra phương sai thay đổi Kết kiểm tra tự tương quan phần dư dữ liê ̣u bảng Mơ hình hiệu hoạt động doanh nghiệp Tổng hợp chứng thực nghiệm Kết hồi quy mô hình LEV Tổng hợp chứng thực nghiệm Trang 29 32 41 42 42 43 44 45 49 54 55 TÓM TẮT Bài nghiên cứu khảo sát mối tương quan cấu trúc vốn, cấu sở hữu hiệu hoạt động doanh nghiệp sử dụng mẫu công ty sản xuất sàn chứng khoán Việt Nam: HOSE, HNX UPCOM giai đoạn 2012-2015 Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp Hồi quy OLS Hồi quy phân vị để khảo sát mối quan hệ Sử dụng phương pháp đo lường kiểm chứng xem liệu công ty hoạt động hiệu lựa chọn nhiều nợ cấu vốn họ Tác giả tóm tắt hiệu ứng tương phản hiệu hoạt động cấu vốn Sử dụng hồi quy phân vị để kiểm tra tác động hiệu hoạt động đòn bẩy CHƯƠNG TỔNG QUAN VỀ BÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Hiện nay, kinh tế nước ta hội nhập ngày với kinh tế giới đặt thách thức không nhỏ cho doanh nghiệp nước ta, có vấn đề quản trị vốn doanh nghiệp, quản trị vốn hiệu yếu tố cốt lõi quản trị doanh nghiệp định thành công công ty Các nghiên cứu cho thấy doanh nghiệp hoạt động không hiệu bắt nguồn từ lý quản lý vốn yếu Trong lĩnh vực tài giới có nhiều nghiên cứu cho thấy mối quan hệ cấu trúc vốn hiệu tài Tuy nhiên, lĩnh vực lại có nét đặc thù riêng hoạt động sản xuất kinh doanh quản trị nguồn vốn, nên mức độ tác động khác Hiện nay, Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại giới (WTO), tham gia ký kết Hiệp định thương mại xuyên Thái Bình Dương (TPP), hội cho doanh nghiệp Việt Nam hưởng ưu đãi thương mại, hội mở rộng thị trường, thu hút đầu tư nước ngoài, tiếp cận công nghệ sản xuất tiên tiến giới vừa hội, vừa khó khăn khơng nhỏ mà doanh nghiệp phải đối mặt Cơ hội doanh nghiệp đẩy mạnh xuất khẩu, mở rộng thị trường nhờ tiếp cận công nghệ đại giới, thách thức doanh nghiệp tận dụng điều để tạo nên thương hiệu, mạnh cạnh tranh điều dễ khiến doanh nghiệp trở nên tụt hậu, cạnh tranh kém, thua lỗ chí phá sản Đây coi “nút thắt” lớn mà nhiều doanh nghiệp vướng phải gia nhập thị trường toàn cầu với vơ số đòi hỏi khắt khe Ngồi ra, lĩnh vực ngân hàng trở thành ngành góp phần khơng nhỏ vào phát triển kinh tế chung nước, bàn đạp để doanh nghiệp nâng cao vị thị trường quốc tế Hoạt động Ngân hàng thương mại đa dạng, rộng khắp liên quan tới nhiều ngành, nhiều lĩnh vực kinh tế Chính phát triển mạnh ngân hàng thương mại tạo điều kiện để doanh nghiệp nước ta dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn vay, làm dịch chuyển cấu trúc vốn doanh nghiệp Từ thực trạng đặt câu hỏi nghiên cứu cho tác giả “ Cấu trúc vốn có tác động đến hiệu tài doanh nghiệp niêm yết (DNNY) ngành sản xuất thị trường chứng khoán Việt Nam?” Tác giả tiến hành nghiên cứu DNNY ngành sản xuất thị trường chứng khoán giai đoạn 2012-2015 Với doanh nghiệp nào, số tiêu tài quan trọng khả sinh lời doanh nghiệp Chỉ tiêu tài khơng vận động độc lập mà chịu ảnh hưởng nhiều nhân tố khác, có cấu trúc vốn, cấu sở hữu doanh nghiệp Điều dễ hiểu thay đổi tỷ lệ vay nợ khiến chi phí sử dụng vốn bình qn doanh nghiệp thay đổi dẫn đến tỷ suất lợi nhuận thay đổi hay thay đổi cấu sở hữu ảnh hưởng đến việc định quản trị doanh nghiệp ảnh hưởng đến hiệu hoạt động công ty Tuy nhiên, cụ thể chiều hướng tác động nhân tố lên hiệu hoạt động doanh nghiệp vấn đề cần nghiên cứu Bài viết tập trung làm rõ vấn đề Mối quan hệ cấu trúc vốn, cấu sở hữu hiệu tài vấn đề nhận quan tâm đáng kể nhà nghiên cứu người quản lý cơng ty giới nói chung Việt Nam nói riêng Xuất phát từ nhận thức nói trên, tơi lựa chọn vấn đề “Mối quan hệ cấu trúc vốn, hiệu hoạt động cấu trúc sở hữu: chứng thực nghiệm doanh nghiệp sản xuất niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam” làm đề tài luận văn cao học 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu khảo sát mối quan hệ cấu trúc vốn (thể qua tỷ số tổng nợ tổng tài sản), cấu vốn chủ sở hữu (sở hữu nhà nước, sở hữu nước sở hữu nhà quản trị) hiệu hoạt động (Tobin’s Q) doanh nghiệp sản xuất niêm yết sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2012- 59 Tăng trưởng doanh thu có tác động chiều với LEV kết phù hợp tăng trưởng xem báo khác hội phát triển tương lai doanh nghiệp có hội tăng trưởng cao cho thấy doanh nghiệp ăn nên làm ra, có khả trả lãi nợ gốc cho ngân hàng, nên doanh nghiệp xếp hạng tín dụng tốt nên dễ tiếp cận với nguồn vốn vay ngân hàng 5.2 Kiến nghị Từ phân tích kết nghiên cứu phần mối quan hệ cấu trúc vốn, cấu sở hữu hiệu hoạt động doanh nghiệp sản xuất sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2012-2015, tác giả xin đề xuất số kiến nghị tới doanh nghiệp thời gian tới sau: Tăng cường cơng tác thối vốn doanh nghiệp có vốn nhà nước đặc biệt doanh nghiệp sản xuất doanh nghiệp có vốn nhà nước chứng cho thấy doanh nghiệp dễ tiếp cận với vốn vay tác động nợ lên hiệu hoạt động chưa tìm thấy chứng Như việc vay vốn doanh nghiệp nghiệp dễ dàng có sở hữu nhà nước hiệu sử dụng vốn hoạt động sản xuất kinh doanh chưa đánh giá Thực tế cho thấy Nhà nước ta tăng cường công tác thối vốn cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước nhằm nâng cao hiệu hoạt động doanh nghiệp, tạo sân chơi công doanh nghiệp Cho phép nhà đầu tư nước tham gia mua cổ phần doanh nghiệp sản xuất để hưởng lợi bí cơng nghệ, người nguồn vốn Đối với ngân hàng thương mại nên chuyển hướng phần sang đánh giá tiềm doanh nghiệp thông qua giá trị tương lai doanh nghiệp vay không nên thiên đánh giá doanh nghiệp thông qua định giá tài sản hữu hình, doanh nghiệp khởi nghiệp họ có ý tưởng khởi nghiệp tốt chưa có nhiều tài sản hữu hình thiếu vốn khó tiếp cận để vay vốn ngân hàng nhằm khởi nghiệp doanh nghiệp 60 5.3 Hạn chế Đề tài Do hạn chế việc lấy liệu cấu sở hữu đặc biệt liệu sở hữu nhà quản trị nên liệu nhiều doanh nghiệp tác giả chưa có đầy đủ liệu cấu sở hữu nghiên cứu nên phần ảnh hưởng đến kết nghiên cứu Theo nghiên cứu Dimitris Margaritis, Maria Psillaki (2010) sử dụng phương pháp phân tích bao liệu phi tham số (DEA) để thực nghiệm xây dựng đường giới hạn ngành công nghiệp doanh nghiệp Pháp đo lường hiệu hoạt động công ty khoảng cách từ giới hạn Sử dụng đo lường hiệu hoạt động kiểm chứng liệu công ty hoạt động hiệu lựa chọn nhiều nợ cấu vốn họ Phương pháp tác giả sử dụng kỹ thuật VRS (variable returns to scale) theo công thức: DT(x,y,gx,gy) = maxβ Kỹ thuật sử dụng Việt Nam khơng có liệu Do đó, tác giả sử dụng Tobin’s Q để đo lường hiệu hoạt động doanh nghiệp Việt Nam Tác giả kiểm chứng mối quan hệ giữ đòn bẫy tài chính, hiệu hoạt động cấu sở hữu doanh nghiệp sản xuất sàn chứng khoán giai đoạn 2012-2015 nên chưa đánh giá tổng quát mối quan hệ tất doanh nghiệp sàn giai đoạn khác 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu Từ giới hạn nêu tác giả xin đưa hướng nghiên cứu để củng cố thêm đóng góp trả lời câu hỏi mối quan hệ cấu trúc vốn hiệu hoạt động cấu sở hữu Trước hết, nghiên cứu mở rộng cỡ mẫu quan sát mà cụ thể nghiên cứu tất doanh nghiệp sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu dài giai đoạn 2016-2020 giai đoạn nghiên cứu 2011- 2020 để liệu nghiên cứu có tính bao qt giai đoạn tái cấu doanh nghiệp có vốn nhà nước Tiếp theo, đề tài nghiên cứu sâu tức nghiên cứu yếu tố cấu sở hữu tác động lên hiệu hoạt động cấu vốn để đánh giá cụ thể sâu 61 Ngoài ra, nghiên cứu sau đánh giá mối quan hệ hiệu cấu trúc vốn cấu sở hữu nên sử dụng thêm biến đo lường hiệu ROA ROE DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Abbasali Pouraghajan, Esfandiar Malekian at el, “The Relationship between Capital Structure and Firm Performance Evaluation Measures: Evidence from the Tehran Stock Exchange”, International Journal of Business and Commerce, 166181, (2012) Abdul Ghafoor Khan, “The relationship of capital structure decisions with firm performance: A study of the engineering sector of Pakistan”, (2012); Grossman Hart, 1982, “Corporate financial structure and managerial incentive”, in the Economic of information and uncertainly Jensen, M.C and Meckling, W.H., “Agency Costs and the theory of the firm”, Journal of Accounting and Economics, (1976), 305-360 Jensen, Michael C, “Agency Cost for Free Cash Flow, Corporate Finance, and the Takeovers”, (1986), American Economiec Review, 76, PP 323-329 Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, “Capital Structure and Firm Performance: Evidence from Malaysian Listed Companies”, Procedia - Social and Behavioral Sciences (2012), page 156-166 Md Nur Alam Siddik et al, “mpacts of Capital Structure on Performance of Banks in a Developing Economy: Evidence from Bangladesh”, International journal of Financial study, (2017) Ong Tze San, The Boon Heng, “Board of Directors and Capital Structure: Evidence from Leading Malaysian Companies”, Asian social sience, (2012); Puwanenthiren Pratheepkanth, “ Reward System and Its Impact on Employee Motivation in Commercial Bank of Sri Lanka Plc, in Jaffna District”, (2011) Zuraidah Ahmad et al, “Capital Structure and Firm Performance; Evidence from Palestine Stock Exchange”, (2012) PHỤ LỤC ĐINH LƯỢNG ̣ Phục lục 1: Thống kê mô tả Variable Obs Mean TANG INTG LEV SIZE GROWTH 918 769 920 918 896 2349621 057238 4742729 11.77367 1490762 PR TOBINQ 919 800 1036486 1.056 Std Dev Min Max 1708857 0964609 206357 6458689 1.002532 0 0394262 9.571206 -1 9157336 8454452 9471408 13.60293 23.23228 0843993 726022 -.5101126 1535433 9970228 7.341735 Phụ lục : Ma trận tương quan TOBINQ TOBINQ LEV TANG INTG SIZE GROWTH PR LEV TANG INTG SIZE GROWTH PR 1.0000 -0.1326 1.0000 -0.0752 0.1332 1.0000 0.0107 0.1354 0.0055 1.0000 0.3550 0.3164 0.0462 -0.0527 0.1217 0.0871 -0.0419 -0.0161 0.4891 -0.3142 -0.0262 -0.1257 1.0000 0.1201 0.2003 1.0000 0.0391 1.0000 Phụ lục : Nhân tử phóng đại phương sai VIF Variable VIF 1/VIF GOV OWN LPR_AVG LLEV_AVG FOR LTANG LGROWTH_AVG lINTG 1.51 1.44 1.28 1.22 1.18 1.06 1.05 1.05 0.664104 0.693650 0.782314 0.817124 0.848993 0.938993 0.948034 0.955744 Mean VIF 1.22 Variable VIF 1/VIF lTOBINQ PR_AVG GOV OWN FOR LGROWTH_AVG lINTG LTANG 1.79 1.70 1.51 1.39 1.21 1.07 1.06 1.06 0.557517 0.587240 0.663444 0.721281 0.824249 0.937061 0.939727 0.947613 Mean VIF 1.35 Phụ lục 4: Kiểm định phương sai thay đổi Kiể m đinh ̣ mô hình dữ liê ̣u bảng Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (184) = Prob>chi2 = 2.1e+35 0.0000 Kiể m đinh ̣ mô hiǹ h dữ liê ̣u Pooled Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of TOBINQ chi2(1) Prob > chi2 = = 71.61 0.0000 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of LEV chi2(1) Prob > chi2 = = 13.48 0.0002 Phụ lục : Tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 156) = 5.622 Prob > F = 0.0190 Phụ lục 6: Kết hồi quy Mơ hình Pooled WLS - TOBINQ WLS regression (sum of wgt is Source type: proportional to e^2 7.6020e+06) SS df MS Model Residual 12.5940064 005274194 10 336 1.25940064 000015697 Total 12.5992806 346 036414106 TOBINQ Coef LLEV_AVG LLEV_AVG2 LPR_AVG LTANG LTANG2 lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 8774509 -.5861705 5.691147 -1.271693 2.019321 0064423 0294682 0023821 0042667 0074906 0554491 Std Err .0251967 0312831 02747 0525926 1030757 0181343 0122092 000084 0000864 000315 0080714 t 34.82 -18.74 207.18 -24.18 19.59 0.36 2.41 28.37 49.38 23.78 6.87 Number of obs F( 10, 336) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.723 0.016 0.000 0.000 0.000 0.000 = 347 =80231.90 = 0.0000 = 0.9996 = 0.9996 = 00396 [95% Conf Interval] 8278878 -.6477059 5.637112 -1.375146 1.816566 -.0292288 0054521 0022169 0040967 0068709 0395723 927014 -.524635 5.745182 -1.168241 2.222076 0421134 0534842 0025472 0044366 0081103 0713258 Mơ hình Pooled WLS - LEV WLS regression (sum of wgt is Source type: proportional to e^2 5.9646e+05) SS df MS Model Residual 4.86577936 7.06926769 321 60822242 022022641 Total 11.9350471 329 036276739 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 0420554 -1.831876 2250639 1821829 0652685 -.0004158 -.0016658 -.003572 7829415 MƠ HÌNH GMM Std Err .0156015 1515614 060163 112489 0433511 0004497 0005249 0007364 0275126 t 2.70 -12.09 3.74 1.62 1.51 -0.92 -3.17 -4.85 28.46 Number of obs F( 8, 321) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.007 0.000 0.000 0.106 0.133 0.356 0.002 0.000 0.000 = = = = = = 330 27.62 0.0000 0.4077 0.3929 1484 [95% Conf Interval] 0113613 -2.130055 1067004 -.039126 -.0200198 -.0013004 -.0026984 -.0050208 7288137 0727494 -1.533697 3434275 4034918 1505567 0004689 -.0006332 -.0021232 8370693 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: ID Time variable : YEAR Number of instruments = 25 Wald chi2(10) = 60.50 Prob > chi2 = 0.000 TOBINQ Coef LLEV_AVG LLEV_AVG2 LPR_AVG LTANG LTANG2 lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 6.92924 -7.177763 2.379123 1.218128 -2.064376 1.105873 1.095713 0029967 0162381 0764991 -1.714849 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err 3.093725 3.471896 2.327888 1.984024 3.174472 3434049 3748047 0058995 0039748 0145073 6752582 z 2.24 -2.07 1.02 0.61 -0.65 3.22 2.92 0.51 4.09 5.27 -2.54 P>|z| 0.025 0.039 0.307 0.539 0.515 0.001 0.003 0.611 0.000 0.000 0.011 = = = = = 333 180 1.85 [95% Conf Interval] 8656508 -13.98255 -2.183452 -2.670488 -8.286226 4328119 361109 -.0085662 0084477 0480653 -3.038331 12.99283 -.3729724 6.941699 5.106744 4.157474 1.778934 1.830316 0145596 0240284 1049329 -.3913673 Instruments for first differences equation Standard D.(L.lINTG L2.TANG L.TANG L2.LEV L.LEV L2.ROA) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).(LLEV_AVG OWN TANG2 LTANG2 lINTG) Instruments for levels equation Standard L.lINTG L2.TANG L.TANG L2.LEV L.LEV L2.ROA _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(LLEV_AVG OWN TANG2 LTANG2 lINTG) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(14) = 8.77 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Prob > chi2 = 0.846 Difference-in-Sargan tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Sargan test excluding group: chi2(5) = 3.91 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 4.85 Prob > iv(L.lINTG L2.TANG L.TANG L2.LEV L.LEV L2.ROA) Sargan test excluding group: chi2(8) = 3.17 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 5.59 Prob > Mơ hình hồi quy phân vị chi2 = chi2 = 0.562 0.847 chi2 = chi2 = 0.923 0.470 Iteration 30: sum of abs weighted deviations = 21.380975 Quantile regression Raw sum of deviations 22.67647 (about 19028244) Min sum of deviations 21.38098 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 021554 -.4318467 1116849 3871147 1134555 0005868 0010373 0008971 1235266 Std Err .0280801 2774554 0968161 1667453 0697167 0007555 0008884 0012252 0454624 t 0.77 -1.56 1.15 2.32 1.63 0.78 1.17 0.73 2.72 P>|t| 0.443 0.121 0.250 0.021 0.105 0.438 0.244 0.465 0.007 Quantile regression Raw sum of deviations 39.53076 (about 25034579) Min sum of deviations 36.94694 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 0183971 -.7271913 1361005 2432883 1673314 0009751 0004765 -.0013016 2660137 Std Err .0377688 3731881 1302213 2242788 0937716 0010162 001195 001648 0611486 t 0.49 -1.95 1.05 1.08 1.78 0.96 0.40 -0.79 4.35 P>|t| 0.627 0.052 0.297 0.279 0.075 0.338 0.690 0.430 0.000 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.0571 [95% Conf Interval] -.0336902 -.9777074 -.0787893 059063 -.0237038 -.0008996 -.0007106 -.0015134 0340847 0767982 1140139 302159 7151664 2506149 0020732 0027852 0033076 2129685 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.0654 [95% Conf Interval] -.0559085 -1.461395 -.1200945 -.1979537 -.0171532 -.0010241 -.0018745 -.0045438 145711 0927027 0070122 3922955 6845303 351816 0029744 0028275 0019406 3863164 .3 Quantile regression Raw sum of deviations 51.22879 (about 34360065) Min sum of deviations 46.06255 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 0003362 -.8669245 0764458 2207626 2076681 0004572 -.0006964 -.0021968 440402 Std Err .0417976 4129968 1441123 2482031 1037744 0011246 0013224 0018238 0676715 t 0.01 -2.10 0.53 0.89 2.00 0.41 -0.53 -1.20 6.51 P>|t| 0.994 0.037 0.596 0.374 0.046 0.685 0.599 0.229 0.000 Quantile regression Raw sum of deviations 57.33333 (about 42741944) Min sum of deviations 50.61494 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons -.0036688 -1.166409 1303596 1696039 2963645 0012903 -.0001483 -.0022315 5089562 Std Err .0318925 3151253 1099607 1893842 0791821 0008581 0010091 0013916 0516348 t -0.12 -3.70 1.19 0.90 3.74 1.50 -0.15 -1.60 9.86 P>|t| 0.908 0.000 0.237 0.371 0.000 0.134 0.883 0.110 0.000 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1008 [95% Conf Interval] -.0818957 -1.679447 -.207078 -.2675476 0035042 -.0017553 -.0032981 -.0057849 3072664 0825681 -.0544022 3599696 7090728 411832 0026698 0019054 0013912 5735377 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1172 [95% Conf Interval] -.0664135 -1.78638 -.0859751 -.2029871 1405831 -.0003979 -.0021335 -.0049693 4073709 0590759 -.5464367 3466943 542195 4521459 0029785 0018369 0005063 6105415 Median regression Raw sum of deviations 57.62116 (about 50842189) Min sum of deviations 49.80567 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 0228132 -1.524946 1476385 2952669 2438796 0012448 -.0000954 -.0019143 5615031 Std Err .0301978 2983801 1041176 1793207 0749745 0008125 0009554 0013176 048891 t 0.76 -5.11 1.42 1.65 3.25 1.53 -0.10 -1.45 11.48 P>|t| 0.451 0.000 0.157 0.101 0.001 0.127 0.921 0.147 0.000 Quantile regression Raw sum of deviations 53.78481 (about 56632584) Min sum of deviations 46.13152 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons 0029034 -1.451433 1369595 3791934 1983791 0010675 2.03e-06 -.0017214 619199 Std Err .0211142 2086263 0727986 1253803 0524219 0005681 000668 0009213 0341844 t 0.14 -6.96 1.88 3.02 3.78 1.88 0.00 -1.87 18.11 P>|t| 0.891 0.000 0.061 0.003 0.000 0.061 0.998 0.063 0.000 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1356 [95% Conf Interval] -.0365974 -2.111974 -.0572006 -.0575254 0963761 -.0003537 -.0019751 -.0045066 4653159 0822237 -.9379186 3524775 6480591 391383 0028433 0017843 000678 6576904 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1423 [95% Conf Interval] -.0386362 -1.861881 -.0062632 1325224 0952453 -.0000502 -.0013122 -.0035339 5519452 044443 -1.040986 2801822 6258644 301513 0021851 0013163 0000912 6864528 .7 Quantile regression Raw sum of deviations 46.45997 (about 60991596) Min sum of deviations 39.23269 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons -.0075386 -1.481575 0754703 2750722 1618096 0006442 -.0003021 -.0012941 7114364 Std Err .020174 1993362 0695569 1197972 0500876 0005428 0006383 0008803 0326622 t -0.37 -7.43 1.09 2.30 3.23 1.19 -0.47 -1.47 21.78 P>|t| 0.709 0.000 0.279 0.022 0.001 0.236 0.636 0.142 0.000 Quantile regression Raw sum of deviations 35.65608 (about 66817041) Min sum of deviations 29.95998 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons -.0047322 -1.568217 0683831 2575339 1984567 0005729 -.0000799 -.0010271 7530981 Std Err .0197404 1950523 0680621 1172226 0490111 0005311 0006246 0008613 0319602 t -0.24 -8.04 1.00 2.20 4.05 1.08 -0.13 -1.19 23.56 P>|t| 0.811 0.000 0.316 0.029 0.000 0.282 0.898 0.234 0.000 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1556 [95% Conf Interval] -.0472285 -1.873745 -.0613748 0393854 0632683 -.0004237 -.0015579 -.0030259 6471774 0321512 -1.089404 2123153 510759 2603509 0017121 0009536 0004377 7756954 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1598 [95% Conf Interval] -.0435691 -1.95196 -.065521 0269122 1020331 -.0004721 -.0013087 -.0027217 6902201 0341048 -1.184475 2022872 4881556 2948803 0016178 0011488 0006675 8159761 .9 Quantile regression Raw sum of deviations 21.26019 (about 73356362) Min sum of deviations 17.49751 LEV Coef lTOBINQ PR_AVG LTANG lINTG LGROWTH_AVG GOV OWN FOR _cons -.0039201 -1.341417 -.0385731 4780526 1577219 0005533 0003838 -.0015265 7905633 Std Err .0206518 2040576 0712044 1226347 0512739 0005557 0006534 0009011 0334358 t -0.19 -6.57 -0.54 3.90 3.08 1.00 0.59 -1.69 23.64 P>|t| 0.850 0.000 0.588 0.000 0.002 0.320 0.557 0.091 0.000 Number of obs = Pseudo R2 = 330 0.1770 [95% Conf Interval] -.0445501 -1.742876 -.1786594 2367834 0568465 -.0005399 -.0009017 -.0032993 7247823 0367098 -.9399579 1015132 7193219 2585973 0016465 0016693 0002463 8563443 ... nghiệm mối quan hệ cấu trúc vốn, cấu sở hữu hiệu hoạt động 243 doanh nghiệp sản xuất sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 20122015 3.2.1 Mơ hình thực nghiệm 1: cấu trúc vốn tác động lên hiệu hoạt động. .. DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ NGỌC LAN MỐI QUAN HỆ CẤU TRÚC VỐN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG VÀ CƠ CẤU SỞ HỮU: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TRÊN... là, hệ thống hóa sở lý luận cấu trúc vốn, hiệu tài doanh nghiệp, nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn hiệu tài Tổng hợp chứng thực nghiệm mối quan hệ cấu trúc vốn, cấu vốn chủ sở hữu hiệu