Nghiên cứu ảnh hưởng của nhân tố quyền sở hữu gia đình đến chính sách cổ tức và nợ bằng chứng thực nghiệm tại các công ty cổ phần việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THU THỦY NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ 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 THU THỦY NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS VŨ VIỆT QUẢNG TP Hồ Chí Minh - Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan luận văn “NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN VIỆT NAM” kết nghiên cứu làm việc tác giả hướng dẫn khoa học TS Vũ Việt Quảng Số liệu luận văn có nguồn gốc rõ ràng, đáng tin cậy kết nghiên cứu luận văn chưa cơng bố cơng trình khoa học Tác giả luận văn Nguyễn Thị Thu Thủy MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa đề tài 1.6 Bố cục luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN KHOA HỌC 2.1 Cơ sở lý luận khoa học 2.1.1 Định nghĩa công ty gia đình .6 2.1.2 Phân loại hình thức sở hữu cơng ty gia đình 2.1.3 Lý thuyết chi phí đại diện 2.2 Kết nghiên cứu thực nghiệm 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm việc diện cơng ty gia đình ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên kết hoạt động công ty 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên sách cổ tức cơng ty .12 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên nợ cơng ty 16 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 19 3.1 Mơ hình thực nghiệm 19 3.2 Ưu điểm phương pháp nghiên cứu 22 3.2.1 Ưu điểm việc sử dụng liệu bảng 22 3.2.2 Ưu điểm sử dụng mơ hình FEM REM 23 3.2.3 Ưu điểm sử dụng phương pháp ước lượng GMM 24 3.3 Dữ liệu mẫu quan sát 25 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 4.1 Thống kê mô tả biến nghiên cứu mơ hình 27 4.2 Kiểm định khác biệt 29 4.3 Ma trận hệ số tương quan 30 4.4 Kết mô hình FEM, REM kiểm định Hausman 32 4.5 Kiểm định phương sai thay đổi mơ hình FEM 36 4.6 Kiểm định tượng tự tương quan 37 4.7 Kết ước lượng GMM 39 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 50 5.1 Kết luận 50 5.2 Hạn chế đề tài 51 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng Tổng hợp biến dùng mơ hình thực nghiệm 20 Bảng Thống kê mô tả biến mơ hình 27 Bảng Kiểm định khác biệt hai loại hình cơng ty 29 Bảng Ma trận hệ số tương quan biến (N=1480) 30 Bảng 4 Kết kiểm định Hausman phương trình 33 Bảng Kết mơ hình FEM sách cổ tức, nợ, quyền sở hữu gia đình (phương trình 1a 2a) .33 Bảng Kết mơ hình FEM sách cổ tức, nợ, quyền kiểm sốt gia đình (phương trình 1b 2b) 34 Bảng Kết kiểm định phương sai thay đổi phương trình 37 Bảng Kết kiểm định tượng tự tương quan phương trình 38 Bảng Kết ước lượng GMM biến sách cổ tức, nợ quyền sở hữu gia đình (phương trình 1a 2a) .39 Bảng 10 Kết ước lượng GMM biến sách cổ tức, nợ quyền kiểm sốt gia đình (phương trình 1b 2b) 42 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Chữ viết tắt Tên đầy đủ GMM Generalized method of moments (GMM) estimator Phương pháp ước lượng moment tổng quát ROA Return On Assets Tỷ suất sinh lợi tài sản FEM Fixed Effect Model Mơ hình hồi quy cố định REM Radom Effect Model Mơ hình hồi quy ngẫu nhiên ECM Error Components Model Mơ hình thành phần sai số LSDV Least Square Dummy Variable Mơ hình biến giả bình phương nhỏ OLS Ordianry Least Squares Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ HOSE Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM HNX Sở Giao dịch Chứng khốn Hà Nội TĨM TẮT Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng quyền sở hữu gia lên sách cổ tức ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên nợ cơng ty Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình tác động cố định (Fixed effects model) tảng kiểm định Hausman phương pháp moment tổng quát GMM Arellano and Bond (1991) cho liệu bảng từ doanh nghiệp niêm yết Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn từ 2008 – 2015 Bài nghiên cứu rút phát quan trọng sau đây: Thứ nhất, thực tế có ảnh hưởng quyền kiểm sốt gia đình lên sách cổ tức mức nợ công ty Mối quan hệ quyền kiểm sốt gia đình lên sách cổ tức nợ công ty mối quan hệ chiều Thứ hai, chưa tìm thấy chứng mối quan hệ quyền sở hữu gia đình lên sách cổ tức nợ cơng ty cổ phần Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy thực quyền kiểm soát gia đình có ảnh hưởng đến sách cổ tức nợ doanh nghiệp, quyền sở hữu gia đình chưa tìm chứng cho thấy có mối quan hệ với sách cổ tức nợ Bài nghiên cứu cung cấp cho nhà đầu tư có nhìn đắn mức độ ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên sách cổ tức nợ doanh nghiệp gia đình Việt Nam cân nhắc trước tiến hành đầu tư vào cổ phiếu loại hình cơng ty CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài Cơng ty gia đình cơng ty thành viên gia đình nắm mức sở hữu đủ để định cấu thành viên hội đồng quản trị Thông thường, công ty gia đình, đại diện gia đình nắm giữ chức vụ Chủ tịch Hội đồng quản trị, Chủ tịch Hội đồng thành viên Giám đốc Tổng giám đốc Các thành viên gia đình vừa cổ đông, vừa người quản lý, điều hành công ty Hiện nay, cơng ty có vốn sở hữu gia đình ngày phát triển, chiếm phần khơng nhỏ đóng góp vào kinh tế Theo thống kê Fortune 500, có nhiều cơng ty gia đình thành công lọt vào bảng xếp hạng danh sách 500 công ty lớn Hoa Kỳ theo tổng thu nhập công ty Ở quốc gia phát triển, nhiều cơng ty thành cơng có nguồn gốc từ doanh nghiệp gia đình, điển hình Wal-Mart, Bertelsmann Bombardier Bắc Mỹ châu Âu; “chaebol” (được biết đến tài phiệt- hay tập đồn lớn ) Hàn Quốc, keiretsu (gồm nhiều cơng ty thành viên xoay quanh định chế tài chính, thường ngân hàng) Nhật “grupo” châu Mỹ La Tinh Việt Nam ngoại lệ, phần lớn doanh nghiệp tư nhân, công ty cổ phần thành công xuất thân từ doanh nghiệp gia đình, chẳng hạn cơng ty Tân Hiệp Phát, tập đồn Kinh Đơ, Vingroup, Vinasun Số lượng cơng ty gia đình niêm yết thị trường chứng khốn ngày phổ biến Chính tính chất sở hữu đặc biệt cơng ty gia đình nên định cơng ty gia đình bị ảnh hưởng Từ trước đến có nhiều nghiên cứu mối quan hệ quyền sở hữu gia đình với sách cổ tức công ty nghiên cứu Setia-Atmaja (2009) kiểm định mối quan hệ công ty gia đình việc sử dụng cổ tức, nợ; Fama and French (1998) nghiên cứu mối quan hệ công ty gia đình với cổ tức nợ Tuy nhiên tác giả nhận thấy Việt Nam chưa có nhiều nghiên cứu mối quan hệ cơng ty gia đình sách cổ tức nợ cơng ty Nhận thấy hướng nghiên cứu bỏ ngỏ thế, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN VIỆT NAM” nhằm kiểm tra quyền sở hữu gia đình tác động lên sách cổ tức nợ công ty cổ phần Việt Nam Từ nghiên cứu giúp cho nhà đầu tư có nhìn đắn doanh nghiệp gia đình Việt Nam cân nhắc trước tiến hành đầu tư vào cổ phiếu loại hình cơng ty 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu tìm hiểu mối quan hệ sở hữu gia đình có tác động hay khơng tác động đến sách cổ tức sách tài trợ cơng ty cổ phần phi tài niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Câu hỏi nghiên cứu đặt là: - Thứ nhất: có hay khơng mối quan hệ sở hữu cơng ty gia đình lên sách cổ tức, nợ? - Thứ hai: có mối quan hệ chiều hay ngược chiều? 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu nghiên cứu mối quan hệ sở hữu gia đình cơng ty lên sách cổ tức nợ cơng ty Phạm vi nghiên cứu 185 cơng ty phi tài niêm yết HOSE HNX giai đoạn năm 2008 – 2015 1.4 Phương pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu dùng liệu thu thập từ năm 2008 đến năm 2015 để tạo liệu bảng (Panel data) Dữ liệu thu thập tổng hợp từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, báo cáo quản trị doanh nghiệp công bố sàn HNX HOSE Áp dụng mơ hình tác động cố định (Fixed Effect Model - FEM) phương pháp ước lượng moment tổng quát (Generalized Method of Moments Phụ lục 7: Kiểm định khác biệt biến cash ttest cash, by (fcon) Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean 1287 193 combined 1480 diff Std Err Std Dev [95% Conf Interval] 1049761 1066559 0028886 008074 1036291 1121674 0993091 0907308 110643 1225811 1051951 0027227 1047437 0998544 1105359 -.0016799 0080878 -.0175447 014185 t = degrees of freedom = diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.8355 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.4177 -0.2077 1478 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.5823 Phụ lục 8: Kiểm định khác biệt biến pro ttest pro, by (fcon) Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean 1287 193 combined 1480 diff Std Err Std Dev [95% Conf Interval] 0789686 0757115 002279 0060414 0817588 0839299 0744977 0637955 0834396 0876275 0785439 0021321 0820237 0743616 0827262 0032571 006333 -.0091655 0156798 diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.6964 t = degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.6071 0.5143 1478 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.3036 Phụ lục 9: Ma trận hệ số tương quan pwcorr pay fown ins size pro lpro lev cash, sig pay fown ins size pro lpro lev pay 1.0000 fown -0.0489 0.0599 1.0000 ins 0.0148 0.5694 -0.4050 0.0000 1.0000 size -0.0602 0.0205 0.1036 0.0001 0.2598 0.0000 1.0000 pro -0.0569 0.0285 -0.0186 0.4741 0.2163 0.0000 -0.0729 0.0050 1.0000 lpro 0.3517 0.0000 -0.0141 0.5886 0.0912 0.0004 -0.0341 0.1898 0.3872 0.0000 1.0000 lev -0.0118 0.6514 0.0498 0.0555 -0.0693 0.0077 0.3549 0.0000 -0.4707 0.0000 -0.2517 0.0000 1.0000 cash 0.0236 0.3641 -0.0120 0.6458 0.0912 0.0004 -0.1135 0.0000 0.3502 0.0000 0.1709 0.0000 -0.3251 0.0000 cash cash 1.0000 Phụ lục 10: Hồi quy phương trình 1a theo mơ hình FEM xtreg pay lev fown ins size pro lpro cash i.year, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.2125 between = 0.0024 overall = 0.0952 corr(u_i, Xb) F(14,1280) Prob > F = -0.4080 = = 24.67 0.0000 pay Coef lev fown ins size pro lpro cash -.3614415 -.0398389 1988892 1131164 -1.399458 1.868641 -.1936333 1753768 3202558 1530775 0536556 2598101 1115528 1674291 -2.06 -0.12 1.30 2.11 -5.39 16.75 -1.16 0.040 0.901 0.194 0.035 0.000 0.000 0.248 -.7054991 -.6681229 -.101421 0078538 -1.909158 1.649795 -.5220989 -.0173839 5884451 4991995 2183791 -.8897573 2.087487 1348322 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0466872 -.0559601 -.1118237 -.102114 -.0411317 -.0163517 -.0517891 0506176 0531761 0561576 0578369 0600472 0627358 0657107 0.92 -1.05 -1.99 -1.77 -0.68 -0.26 -0.79 0.357 0.293 0.047 0.078 0.493 0.794 0.431 -.0526154 -.1602821 -.2219946 -.2155796 -.1589334 -.139428 -.1807015 1459899 0483618 -.0016527 0113516 07667 1067246 0771233 _cons -2.514835 1.381421 -1.82 0.069 -5.224932 1952629 sigma_u sigma_e rho 30499226 46670619 29925939 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t F(184, 1280) = P>|t| 1.91 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 Phụ lục 11: Kiểm định phương sai thay đổi phương trình 1a xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (185) = Prob>chi2 = 3.6e+05 0.0000 Phụ lục 12: Hồi quy phương trình 1a theo mơ hình REM est store fe xtreg pay lev fown ins size pro lpro cash i.year, re Random-effects GLS regression Group vari able: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.2051 between = 0.0792 overall = 0.1810 corr(u_i, X) Wald chi2(14) Prob > chi2 = (assumed) z P>|z| 344.95 0.0000 pay Coef lev fown ins size pro lpro cash 0365289 -.1221573 0827711 -.0268212 -1.545386 1.826116 020646 0858447 1424856 0780063 0137196 2140323 1029213 1417233 0.43 -0.86 1.06 -1.95 -7.22 17.74 0.15 0.670 0.391 0.289 0.051 0.000 0.000 0.884 -.1317237 -.401424 -.0701184 -.0537112 -1.964881 1.624394 -.2571265 2047815 1571093 2356607 0000688 -1.12589 2.027838 2984185 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0643297 -.0080487 -.0556598 -.0403393 0295029 068786 0436671 0497673 049294 0495766 0499272 0502808 0504549 0507745 1.29 -0.16 -1.12 -0.81 0.59 1.36 0.86 0.196 0.870 0.262 0.419 0.557 0.173 0.390 -.0332125 -.1046632 -.1528281 -.1381948 -.0690457 -.0301038 -.0558491 1618718 0885657 0415085 0575163 1280516 1676759 1431832 _cons 1.071424 3403255 3.15 0.002 404398 1.738449 sigma_u sigma_e rho 15002913 46670619 09366021 est store re Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 13: Kiểm định Hausman cho phương trình 1a hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re lev fown ins size pro lpro cash 2009bn.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year -.3614415 -.0398389 1988892 1131164 -1.399458 1.868641 -.1936333 0466872 -.0559601 -.1118237 -.102114 -.0411317 -.0163517 -.0517891 (b-B) Difference 0365289 -.1221573 0827711 -.0268212 -1.545386 1.826116 020646 0643297 -.0080487 -.0556598 -.0403393 0295029 068786 0436671 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.3979704 0823184 1161181 1399376 1459279 042525 -.2142793 -.0176424 -.0479114 -.0561639 -.0617747 -.0706346 -.0851378 -.0954562 1529304 2868129 1317108 0518719 1472802 0430258 089146 0092389 019945 0263787 0291956 0328253 0372838 0417114 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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 21.76 Prob>chi2 = 0.0837 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 14: Hồi quy phương trình 1b theo mơ hình FEM xtreg pay lev fcon ins size pro lpro cash i.year, fe Fixed-effects (within) regression Group vari able: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.2127 between = 0.0026 overall = 0.0929 corr(u_i, Xb) F(14,1280) Prob > F = -0.4195 = = 24.70 0.0000 pay Coef lev fcon ins size pro lpro cash -.3617586 0675012 213506 11419 -1.39959 1.87869 -.1926295 1753404 1224696 1534517 0535299 2597199 1093555 167378 -2.06 0.55 1.39 2.13 -5.39 17.18 -1.15 0.039 0.582 0.164 0.033 0.000 0.000 0.250 -.7057446 -.1727621 -.0875385 0091741 -1.909113 1.664155 -.5209949 -.0177725 3077645 5145505 219206 -.8900662 2.093226 1357359 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0469914 -.0561621 -.1126058 -.1033278 -.0423826 -.017231 -.0535789 0506131 0531554 0561082 0577376 0599666 0626105 0655421 0.93 -1.06 -2.01 -1.79 -0.71 -0.28 -0.82 0.353 0.291 0.045 0.074 0.480 0.783 0.414 -.0523024 -.1604434 -.22268 -.2165987 -.1600262 -.1400616 -.1821606 1462851 0481193 -.0025316 009943 0752609 1055995 0750028 _cons -2.562484 1.376551 -1.86 0.063 -5.263029 1380603 sigma_u sigma_e rho 30818407 46665364 30369156 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: est store fe Std Err t F(184, 1280) = P>|t| 1.92 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 Phụ lục 15: Kiểm định phương sai thay đổi mô hình 1b xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (185) = Prob>chi2 = 3.5e+05 0.0000 Phụ lục 16: Hồi quy phương trình 1b theo mơ hình REM xtreg pay lev fcon ins size pro lpro cash i.year, re Random-effects GLS regression Group vari able: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.2050 between = 0.0775 overall = 0.1804 corr(u_i, X) Wald chi2(14) Prob > chi2 = (assumed) = = 344.18 0.0000 pay Coef lev fcon ins size pro lpro cash 0392813 0126083 1183146 -.0298959 -1.56097 1.830673 0170934 0859057 0507974 0754555 0136262 2138309 1028736 1417941 0.46 0.25 1.57 -2.19 -7.30 17.80 0.12 0.647 0.804 0.117 0.028 0.000 0.000 0.904 -.1290908 -.0869528 -.0295755 -.0566027 -1.980071 1.629044 -.2608179 2076534 1121695 2662048 -.0031891 -1.141869 2.032301 2950046 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0657664 -.0063613 -.0546208 -.0402315 0297108 0695551 0444043 0497689 0492949 0495825 0499348 0502886 0504727 0507882 1.32 -0.13 -1.10 -0.81 0.59 1.38 0.87 0.186 0.897 0.271 0.420 0.555 0.168 0.382 -.0317789 -.1029775 -.1518006 -.1381019 -.068853 -.0293695 -.0551387 1633118 0902548 042559 057639 1282747 1684796 1439474 _cons 1.126896 339279 3.32 0.001 4619218 1.791871 sigma_u sigma_e rho 15038681 46665364 09408446 est store re Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 17: Kiểm định Hausman cho phương trình 1b hausman fe re Coefficients (B) (b) re fe -.3617586 0675012 213506 11419 -1.39959 1.87869 -.1926295 0469914 -.0561621 -.1126058 -.1033278 -.0423826 -.017231 -.0535789 lev fcon ins size pro lpro cash 2009bn.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1528543 111438 1336184 0517665 1474136 0370896 0889373 0092054 0198876 0262624 0289853 0326657 0370485 0414285 -.4010399 0548929 0951914 144086 1613805 0480177 -.2097229 -.0187751 -.0498007 -.057985 -.0630963 -.0720935 -.0867861 -.0979832 0392813 0126083 1183146 -.0298959 -1.56097 1.830673 0170934 0657664 -.0063613 -.0546208 -.0402315 0297108 0695551 0444043 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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 22.53 = 0.0684 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 18: Hồi quy phương trình 2a theo mơ hình FEM xtreg lev pay fown ins size pro lpro cash i.year, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3247 between = 0.1858 overall = 0.1909 corr(u_i, Xb) F(14,1280) Prob > F = -0.5344 = = 43.96 0.0000 lev Coef pay fown ins size pro lpro cash -.0091505 0247862 -.0304089 155132 -.4433408 -.0113909 -.01039 00444 0509522 0243577 0073713 039926 019596 0266523 -2.06 0.49 -1.25 21.05 -11.10 -0.58 -0.39 0.040 0.627 0.212 0.000 0.000 0.561 0.697 -.0178609 -.0751728 -.0781944 1406708 -.5216685 -.0498347 -.062677 -.0004401 1247452 0173765 1695932 -.3650131 0270529 0418971 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 -.0015018 -.0431782 -.0607079 -.0734852 -.0836704 -.1052734 -.1192516 0080564 0083782 0087868 0089819 0092654 0095388 0099125 -0.19 -5.15 -6.91 -8.18 -9.03 -11.04 -12.03 0.852 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0173071 -.0596146 -.0779461 -.0911061 -.1018475 -.1239868 -.1386981 0143035 -.0267417 -.0434697 -.0558643 -.0654934 -.0865601 -.099805 _cons -3.576197 1960764 -18.24 0.000 -3.960863 -3.19153 sigma_u sigma_e rho 2229238 07425863 9001194 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: est store fe Std Err t F(184, 1280) = P>|t| 38.61 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 Phụ lục 19: Kiểm định phương sai thay đổi mô hình 2a xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i = chi2 (185) Prob>chi2 = 43520.25 0.0000 Phụ lục 20: Hồi quy phương trình 2a theo mơ hình REM xtreg lev pay fown ins size pro lpro cash i.year, re Random-effects GLS regression Group vari able: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3093 between = 0.2282 overall = 0.2317 corr(u_i, X) Wald chi2(14) Prob > chi2 = (assumed) z P>|z| 575.97 0.0000 lev Coef pay fown ins size pro lpro cash -.0068892 -.0305357 -.0627932 1122902 -.4916347 -.0196116 -.0279406 0046163 0474741 0233567 0058299 0410222 0202477 0274964 -1.49 -0.64 -2.69 19.26 -11.98 -0.97 -1.02 0.136 0.520 0.007 0.000 0.000 0.333 0.310 -.015937 -.1235832 -.1085715 1008638 -.5720366 -.0592965 -.0818325 0021586 0625119 -.0170149 1237165 -.4112327 0200733 0259513 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0090315 -.0244379 -.0374915 -.0494239 -.0565749 -.0752567 -.0852788 0083417 008487 0087472 0088883 0090823 0092538 009499 1.08 -2.88 -4.29 -5.56 -6.23 -8.13 -8.98 0.279 0.004 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0073179 -.0410722 -.0546357 -.0668447 -.0743759 -.0933939 -.1038965 025381 -.0078036 -.0203473 -.0320031 -.0387739 -.0571196 -.066661 _cons -2.413281 154723 -15.60 0.000 -2.716533 -2.11003 sigma_u sigma_e rho 15183691 07425863 80698013 est store re Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 21: Kiểm định Hausman cho phương trình 2a hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re pay fown ins size pro lpro cash 2009bn.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year -.0091505 0247862 -.0304089 155132 -.4433408 -.0113909 -.01039 -.0015018 -.0431782 -.0607079 -.0734852 -.0836704 -.1052734 -.1192516 (b-B) Difference -.0068892 -.0305357 -.0627932 1122902 -.4916347 -.0196116 -.0279406 0090315 -.0244379 -.0374915 -.0494239 -.0565749 -.0752567 -.0852788 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0022613 0553218 0323843 0428418 0482939 0082207 0175506 -.0105333 -.0187403 -.0232164 -.0240613 -.0270955 -.0300167 -.0339728 0185023 006911 004511 0008338 0012932 0018328 0023141 002833 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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 63.23 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 22: Hồi quy phương trình 2b theo mơ hình FEM xtreg lev pay fcon ins size pro lpro cash i.year, fe Fixed-effects (within) regression Group vari able: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3246 between = 0.1862 overall = 0.1913 corr(u_i, Xb) F(14,1280) Prob > F = -0.5317 = = 43.94 0.0000 lev Coef pay fcon ins size pro lpro cash -.0091623 000731 -.0317723 1548781 -.4429872 -.0132571 -.0100433 0044409 0194927 0244233 0073547 0399233 0193022 0266496 -2.06 0.04 -1.30 21.06 -11.10 -0.69 -0.38 0.039 0.970 0.194 0.000 0.000 0.492 0.706 -.0178744 -.0375101 -.0796865 1404496 -.5213095 -.0511245 -.0623251 -.0004501 0389721 0161419 1693066 -.364665 0246104 0422384 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 -.0015242 -.0430901 -.0605421 -.0732324 -.0834367 -.1049942 -.118895 0080574 008377 0087818 0089695 0092559 0095225 00989 -0.19 -5.14 -6.89 -8.16 -9.01 -11.03 -12.02 0.850 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0173314 -.0595242 -.0777704 -.090829 -.1015952 -.1236755 -.1382974 014283 -.026656 -.0433138 -.0556358 -.0652782 -.0863128 -.0994926 _cons -3.567333 1953967 -18.26 0.000 -3.950666 -3.184 sigma_u sigma_e rho 22240627 07426546 89968411 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: est store fe Std Err t F(184, 1280) = P>|t| 38.60 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 Phụ lục 23: Kiểm định phương sai thay đổi mơ hình 2b xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (185) = Prob>chi2 = 42910.65 0.0000 Phụ lục 24: Hồi quy phương trình 2b theo mơ hình REM xtreg lev pay fcon ins size pro lpro cash i.year, re Random-effects GLS regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 1479 185 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.3096 between = 0.2282 overall = 0.2317 corr(u_i, X) Wald chi2(14) Prob > chi2 = (assumed) = = 576.17 0.0000 lev Coef pay fcon ins size pro lpro cash -.0068225 -.0132672 -.0632206 1124086 -.492096 -.0187018 -.0285478 0046162 017993 0233599 0058322 0410068 0200162 0274915 -1.48 -0.74 -2.71 19.27 -12.00 -0.93 -1.04 0.139 0.461 0.007 0.000 0.000 0.350 0.299 -.01587 -.0485329 -.1090051 1009777 -.5724678 -.0579328 -.0824301 002225 0219985 -.0174361 1238395 -.4117241 0205292 0253345 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0090233 -.024503 -.037561 -.0495473 -.0566633 -.0754766 -.0854454 0083408 0084874 0087465 0088848 0090801 0092518 0094934 1.08 -2.89 -4.29 -5.58 -6.24 -8.16 -9.00 0.279 0.004 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0073245 -.041138 -.0547039 -.0669612 -.07446 -.0936098 -.1040521 025371 -.0078679 -.0204181 -.0321334 -.0388667 -.0573435 -.0668387 _cons -2.416267 154652 -15.62 0.000 -2.71938 -2.113155 sigma_u sigma_e rho 15187347 07426546 8070265 est store re Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 25: Kiểm định Hausman cho phương trình 2b hausman fe re Coefficients (B) (b) fe re pay fcon ins size pro lpro cash 2009bn.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year -.0091623 000731 -.0317723 1548781 -.4429872 -.0132571 -.0100433 -.0015242 -.0430901 -.0605421 -.0732324 -.0834367 -.1049942 -.118895 -.0068225 -.0132672 -.0632206 1124086 -.492096 -.0187018 -.0285478 0090233 -.024503 -.037561 -.0495473 -.0566633 -.0754766 -.0854454 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0023398 0139982 0314483 0424695 0491087 0054448 0185045 -.0105475 -.0185872 -.0229811 -.0236851 -.0267733 -.0295175 -.0334496 0074977 0071286 0044807 0007862 0012298 0017956 0022543 0027727 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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) 48.54 = Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 26: Kiểm định tự tương quan phương trình 1a xtserial pay lev fown ins size pro lpro cash Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 184) = 1.079 Prob > F = 0.3004 Phụ lục 27: Kiểm định tự tương quan phương trình 1b xtserial pay lev fcon ins size pro lpro cash Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation 1.079 184) = F( 1, 0.3003 Prob > F = Phụ lục 28: Kiểm định tự tương quan phương trình 2a xtserial lev pay fown ins size pro lpro cash Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation 199.756 184) = F( 1, 0.0000 Prob > F = Phụ lục 29: Kiểm định tự tương quan phương trình 2b xtserial lev pay fcon ins size pro lpro cash Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 184) = 199.966 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 30: Ước lượng GMM cho phương trình 1a xtabond2 pay lev fown ins size pro lpro cash i.year, gmm (lev , lag(2 2)) iv(fown ins size pro lpro cash i.year) two robust small nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 19 F(15, 185) = 3.86 Prob > F = 0.000 pay Coef lev fown ins size pro lpro cash 2.680802 1382784 6820142 -.6153454 5316388 1.87334 -.232679 year 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1293 185 6.99 [95% Conf Interval] 1.225039 3390023 2323559 2802967 821161 2675951 2372159 2.19 0.41 2.94 -2.20 0.65 7.00 -0.98 0.030 0.684 0.004 0.029 0.518 0.000 0.328 2639592 -.530529 2236062 -1.168334 -1.088405 1.34541 -.7006752 5.097644 8070859 1.140422 -.0623564 2.151683 2.40127 2353172 (empty) 1075596 0713816 1425968 0962927 2071594 1304757 2656526 1513214 3787283 1661813 4896962 1870457 5160228 2227989 1.51 1.48 1.59 1.76 2.28 2.62 2.32 0.134 0.140 0.114 0.081 0.024 0.010 0.022 -.033267 -.0473762 -.0502522 -.0328849 0508742 1206793 0764695 2483863 3325698 464571 56419 7065825 8587131 9555761 Instruments for first differences equation Standard D.(fown ins size pro lpro cash 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.lev Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.17 Pr > z = 0.030 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.36 Pr > z = 0.174 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(4) = 5.21 Prob > chi2 = 0.266 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(4) = 6.05 Prob > chi2 = 0.196 weakened by many instruments.) Phụ lục 31: Ước lượng GMM cho phương trình 1b xtabond2 pay lev fcon ins size pro lpro cash i.year, gmm (lev , lag(2 2)) iv(fcon ins size pro lpro cash i.year) two robust small nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 19 F(15, 185) = 3.86 Prob > F = 0.000 pay Coef lev fcon ins size pro lpro cash 2.683265 1352557 6877529 -.6147092 5388665 1.870716 -.2219062 year 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1293 185 6.99 [95% Conf Interval] 1.222495 0792173 2348636 2799046 8216012 266952 2357153 2.19 1.71 2.93 -2.20 0.66 7.01 -0.94 0.029 0.089 0.004 0.029 0.513 0.000 0.348 2714412 -.0210298 2243976 -1.166924 -1.082046 1.344055 -.6869419 5.095089 2915411 1.151108 -.0624939 2.159779 2.397378 2431295 (empty) 1061696 0714509 1416826 0962485 2057199 1302977 2645829 1508608 3770913 1656698 4879412 1866802 5141631 2219895 1.49 1.47 1.58 1.75 2.28 2.61 2.32 0.139 0.143 0.116 0.081 0.024 0.010 0.022 -.0347937 -.0482032 -.0513405 -.0330458 0502464 1196454 0762067 2471328 3315684 4627803 5622116 7039363 8562369 9521194 Instruments for first differences equation Standard D.(fcon ins size pro lpro cash 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.lev Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.17 Pr > z = 0.030 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.36 Pr > z = 0.174 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(4) = 5.31 Prob > chi2 = 0.257 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(4) = 6.21 Prob > chi2 = 0.184 weakened by many instruments.) Phụ lục 32: Ước lượng GMM cho phương trình 2a xtabond2 lev pay fown ins size pro lpro cash i.year, gmm (pay , lag(1 3)) iv(l.fown l.ins l.size pro lpro cash i.year) two robust small nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 29 F(15, 185) = 2.70 Prob > F = 0.001 lev Coef pay fown ins size pro lpro cash -.0156006 4304917 2728098 -.0173062 -.3572055 -.0107565 0487078 year 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1109 185 5.99 [95% Conf Interval] 0075267 4395139 363816 0449058 0679719 0607221 0461963 -2.07 0.98 0.75 -0.39 -5.26 -0.18 1.05 0.040 0.329 0.454 0.700 0.000 0.860 0.293 -.0304498 -.4366122 -.4449518 -.1058996 -.4913053 -.1305532 -.0424316 -.0007514 1.297595 9905715 0712871 -.2231057 1090403 1398471 (empty) 0167457 0315498 0138165 0241777 0154487 0182131 0070258 0145102 0049235 0125957 -.0025728 0083004 (omitted) 0.53 0.57 0.85 0.48 0.39 -0.31 0.596 0.568 0.397 0.629 0.696 0.757 -.0454979 -.033883 -.0204834 -.0216009 -.0199262 -.0189484 0789892 0615159 0513808 0356526 0297732 0138028 Instruments for first differences equation Standard D.(L.fown L.ins L.size pro lpro cash 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).pay Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.59 Pr > z = 0.111 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.78 Pr > z = 0.433 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 11.73 Prob > chi2 = 0.628 but not weakened by many instruments.) o verid restrictions: chi2(14) = 13.03 Prob > chi2 = 0.524 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.fown L.ins L.size pro lpro cash 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year) Hansen test excluding group: chi2(2) = 2.83 Prob > chi2 = 0.242 Difference (null H = exogenous): chi2(12) = 10.19 Prob > chi2 = 0.599 Phụ lục 33: Ước lượng GMM cho phương trình 2b xtabond2 lev pay fcon ins size pro lpro cash i.year, gmm (pay , lag(2 3)) iv(l2.fcon l.ins size pro lpro cash i.year) two robust small nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 21 F(15, 185) = 12.42 Prob > F = 0.000 lev Coef pay fcon ins size pro lpro cash 0065862 5054508 0310441 2719961 -.4663901 -.1677882 0568636 year 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err .0545846 2949943 2402177 0268122 0836751 097235 043008 (empty) (omitted) 129495 0159198 095751 0140741 0748787 0109474 0546192 0099892 0300144 0095706 (omitted) t P>|t| = = = = = 925 185 5.00 [95% Conf Interval] 0.12 1.71 0.13 10.14 -5.57 -1.73 1.32 0.904 0.088 0.897 0.000 0.000 0.086 0.188 -.101102 -.0765347 -.4428743 2190991 -.6314702 -.3596203 -.0279857 1142745 1.087436 5049624 3248932 -.30131 0240438 1417129 8.13 6.80 6.84 5.47 3.14 0.000 0.000 0.000 0.000 0.002 0980874 0679846 0532809 0349118 0111328 1609027 1235174 0964766 0743266 048896 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.fcon L.ins size pro lpro cash 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).pay 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 1.09 Pr > z = 0.275 0.49 Pr > z = 0.622 overid restrictions: chi2(6) = 10.11 Prob > chi2 = 0.120 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 8.31 Prob > chi2 = 0.216 weakened by many instruments.) ... cam đoan luận văn “NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI CÁC CÔNG TY CỔ PHẦN VIỆT NAM kết nghiên cứu làm việc tác giả... ty gia đình sách cổ tức nợ công ty Nhận thấy hướng nghiên cứu bỏ ngỏ thế, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “NGHIÊN CỨU ẢNH HƯỞNG CỦA NHÂN TỐ QUYỀN SỞ HỮU GIA ĐÌNH ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC VÀ NỢ: BẰNG... gia đình lên kết hoạt động cơng ty 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng quyền sở hữu gia đình lên sách cổ tức công ty .12 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng quyền sở hữu