Mối quan hệ giữa chính sách chi trả cổ tức và dòng tiền bất định tại các Công ty niêm yết trên Sàn Giao dịch Chứng khoán TP.HCM

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ TỐ THIÊN HOA MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH CHI TRẢ CỔ TỨC VÀ DỊNG TIỀN BẤT ĐỊNH TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP.HCM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ TỐ THIÊN HOA MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH CHI TRẢ CỔ TỨC VÀ DỊNG TIỀN BẤT ĐỊNH TẠI CÁC CƠNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP.HCM Chuyên ngành: TÀI CHÍNH –NGÂN HÀNG Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS Lê Đạt Chí TP Hồ Chí Minh, Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Mối quan hệ sách chi trả cổ tức dòng tiền bất định cơng ty niêm yết sàn giao dịch chứng khốn TP.HCM” cơng trình nghiên cứu tơi với hỗ trợ giảng viên hướng dẫn TS Lê Đạt Chí chưa cơng bố trước Các số liệu, kết luận văn trung thực Tôi chịu trách nhiệm nội dung trình bày luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày 15 tháng 10 năm 2018 Người thực Lê Tố Thiên Hoa MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Đóng góp đề tài 1.7 Kết cấu đề tài CHƯƠNG KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết dịng tiền bất định sách cổ tức 2.1.1 Dòng tiền bất định 2.1.2 Chính sách cổ tức khơng tác động đến giá trị công ty 2.1.2 Chính sách cổ tức tác động đến giá trị cơng ty 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động yếu tố tài đến sách cổ tức công ty 11 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động dịng tiền bất định đến sách cổ tức công ty 11 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động yếu tố tài khác đến sách cổ tức cơng ty 13 2.3 Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm 20 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 3.1 Mơ hình nghiên cứu 28 3.2 Kỳ vọng mối quan hệ 29 3.2.1 Dòng tiền bất định 29 3.2.2 Lợi nhuận chưa phân phối 30 3.2.3 Sở hữu nội 31 3.2.4 Cơ hội tăng trưởng 32 3.2.5 Quy mô công ty 32 3.2.6 Lợi nhuận công ty 33 3.2.7 Nhu cầu nắm giữ tiền mặt 35 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 36 3.4 Phương pháp thực 38 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Mô tả thống kê ma trận tương quan 39 4.2 Kết kiểm định vấn đề hồi quy 44 4.3 Kết nghiên cứu 45 CHƯƠNG KẾT LUẬN 51 5.1 Kết luận 51 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu 53 5.2.1 Hạn chế 53 5.2.2 Hướng nghiên cứu 54 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu Thuật ngữ Giải thích FGLS Feasible Generalized Least Aquares Phương pháp ước lượng FGLS HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM Ordinary Least Square Phương pháp bình phương nhỏ OLS DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm 20 Bảng 3.1 Mô tả biến 35 Bảng 3.2 Số lượng công ty theo ngành nghề kinh doanh 36 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 39 Bảng 4.2 Ma trận tương quan biến độc lập biến phụ thuộc 43 Bảng 4.3 Kết kiểm định tượng tự tương quan 44 Bảng 4.4 Kết ảnh hưởng độ bất ổn dòng tiền đến sách chi trả cổ tức doanh nghiệp mẫu nghiên cứu 46 TÓM TẮT Bài luận văn nhằm xem xét tác động dòng tiền bất định đến việc chi trả cổ tức thị trường chứng khoán Việt Nam Bằng cách sử dụng mẫu liệu 193 doanh nghiệp niêm yết liên tục Sàn giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh (HOSE) thời gian từ năm 2009 đến năm 2017, sử dụng phương pháp hồi quy FGLS để thực việc ước lượng mơ hình Kết cho doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao doanh nghiệp có xu hướng phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn tài trợ bên ngồi Nhìn chung nguồn tài trợ bên ngồi có chi phí tiếp cận tương đối cao việc sử dụng nguồn vốn bên doanh nghiệp Hơn nữa, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao đánh giá xếp hạng tín dụng thấp, để đạt nguồn tài trợ bên ngồi doanh nghiệp dường phải chấp nhận phần bù rủi ro Cho nên để trang trải cho dự án đầu tư có lợi nhuận tiềm tàng cơng ty có độ bất ổn dịng tiền cao lựa chọn sách tiết kiệm tiền mặt cách trì sách chi trả cổ tức thấp so với công ty khác Ngoài ra, lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, hội tăng trưởng, quy mô, lợi nhuận công ty nhu cầu giữ lại tiền mặt có ảnh hưởng đáng kể đến định chi trả cổ tức doanh nghiệp Từ khóa: sách cổ tức, yếu tố tác động, dòng tiền bất định, thị trường chứng khóan Việt Nam CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Giá trị doanh nghiệp chịu ảnh hưởng ba loại định tài chính: định đầu tư, định tài trợ định chi trả cổ tức Không thể phủ nhận tầm quan trọng định này, đặc biệt định chi trả cổ tức Chính sách cổ tức ấn định mức lợi nhuận công ty phân phối Lợi nhuận giữ lại để tái đầu tư hay chi trả cho cổ đông Mặc dù việc phân chia phát hành cổ phần lợi nhuận giữ lại có xu hướng thay đổi theo thời gian, lợi nhuận giữ lại nguồn vốn cổ phần quan trọng phát hành cổ phần Quyết định chi trả cổ tức hay sách cổ tức công ty phụ thuộc nhiều vào yếu tố tài khác cịn nhiều điều gây tranh cãi Baker cộng (2011) cho sách cổ tức ngụ ý sách tốn mà cơng ty tn theo việc xác định quy mơ sách chi trả cổ tức tiền mặt cho cổ đông Trong thị trường khơng hồn hảo, lý thuyết sách cổ tức không quan trọng Miller Modigliani đề xuất (1961) khơng cịn câu trả lời thỏa đáng Chính sách cổ tức gây ý học giả từ năm 50 kỷ trước Trên giới có nhiều nghiên cứu sách cổ tức câu hỏi quan trọng chưa trả lời yếu tố định sách cổ tức Tầm quan trọng dịng tiền bất định sách chi trả cổ tức nhận ý nghiên cứu thực nghiệm, nghiên cứu khảo sát nghiên cứu Lintner, J., 1956 nghiên cứu Brav, A., Graham, J., HarveyC., Michaely, R., 2005 lại cho thấy định dòng tiền bất định sách chi trả cổ tức Mặc dù lý thuyết chứng khảo sát tầm quan trọng dòng tiền bất định sách tốn, có số nghiên cứu thực nghiệm đánh giá tầm quan trọng dòng tiền bất định Các nghiên cứu trước thường khơng kiểm định dịng tiền bất định yếu tố việc định sách tốn, nghiên cứu gần khơng bao gồm dịng tiền bất định dạng biến kiểm sốt (xem, ví dụ: Fama French, 2001; DeAngelo, DeAngelo Stulz, 2006) Trong thời gian qua, Việt Nam, công ty dần thay đổi nhận thức quan tâm đến sách cổ tức Theo số liệu từ Bloomberg, công ty Việt Nam năm gần có tỷ lệ lợi nhuận chi trả cổ tức mức cao lên đến 60% Vậy liệu Việt Nam dịng tiền bất định có phải yếu tố quan trọng định đến sách chi trả cổ tức công ty? Thêm vào đó, cịn nghiên cứu vấn đề việc nghiên cứu mở rộng mối quan hệ dòng tiền bất định sách cổ tức Việt Nam Chính vậy, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “Mối quan hệ sách chi trả cổ tức dịng tiền bất định công ty niêm yết sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM (giai đoạn 2009-2017)” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đề tài: nghiên cứu mối quan hệ sách chi trả cổ tức dòng tiền bất định cơng ty niêm yết sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2009-2017 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Từ mục tiêu nghiên cứu, luận văn tập trung giải câu hỏi nghiên cứu sau: Dịng tiền bất định có phải yếu tố quan trọng định đến sách chi trả cổ tức doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2009-2017 hay không? 50 (2016), Issa (2015) Malkawi (2007) Luận văn cho cổ tức đóng vai trị cơng cụ sử dụng nhằm giảm thiểu vấn đề chi phí đại diện doanh nghiệp, thu nhập sau thuế công ty trở nên dồi dào, cơng ty có xu hướng định thực chi cổ tức nhiều hơn, điều phù hợp với kỳ vọng lý thuyết chi phí đại diện Hơn nữa, cơng ty có lợi nhuận dồi kỳ vọng nắm giữ nợ doanh nghiệp tiếp cận dễ dàng với nguồn tài trợ bên ngồi với chi phí thấp kết doanh nghiệp chi trả cổ tức nhiều Nhu cầu nắm giữ tiền mặt lại thể ảnh hưởng tiêu cực đến định thực chi cổ tức 03 đại diện DVS, TOTALPE TOTALPS mức ý nghĩa 10% Điều ngụ ý doanh nghiệp có lượng tiền mặt có sẵn nhiều cấu tài sản hạn chế định thực chi cổ tức chi trả cổ tức so với công ty khác, yếu tố khác không đổi Kết nghiên cứu phù hợp với phát John Muthusamy (2010), Kania (2005), Adil cộng (2011) Chay Suh (2009) 51 CHƯƠNG KẾT LUẬN 5.1 Kết luận Luận văn tiến hành nghiên cứu nhằm khám phá tác động độ bất ổn dịng tiền đến sách chi trả cổ tức công ty Việt Nam Để giải mục tiêu này, luận văn tiến hành thu thập số liệu công bố báo cáo tài cơng ty niêm yết Việt Nam sàn giao dịch chứng khoán HOSE Luận văn sử dụng giai đoạn nghiên cứu từ năm 2009 đến năm 2017 với quy trình chọn mẫu sau: (1) luận văn tiến hành loại bỏ công ty kinh doanh lĩnh vực có yếu tố đặc thù ngành ngân hàng, cơng ty bảo hiểm chứng khốn… (2) công ty mẫu nghiên cứu phải đầy đủ số liệu cách liên tục giai đoạn nghiên cứu từ năm 2009 đến năm 2017 để đảm bảo liệu mà luận văn phân tích la liệu cân Cuối cùng, qua bước chọn mẫu, luận văn có liệu dạng bảng với 193 cơng ty phi tài hoạt động 09 ngành nghề Việt Nam từ năm 2009 đến 2017 có tổng quan sát đạt 1662 Hơn nữa, luận văn áp dụng phương pháp tiếp cận mà Chay Suh (2009) sử dụng để nghiên cứu tác động độ bất ổn dòng tiền đến định thực chi cổ tức doanh nghiệp niêm yết Việt Nam Sau sử dụng phương pháp FGLS, luận văn tìm thấy rằng, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao hạn chế chi trả cổ tức Luận văn cho doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ bên ngồi Nhìn chung nguồn tài trợ bên ngồi có chi phí tiếp cận tương đối cao việc sử dụng nguồn vốn bên doanh nghiệp Hơn nữa, doanh nghiệp có độ bất ổn dịng tiền cao đánh giá xếp hạng tín dụng thấp, để đạt nguồn tài trợ bên ngồi doanh nghiệp dường phải chấp nhận phần bù rủi ro Cho nên để trang trải cho dự án đầu tư có lợi nhuận tiềm tàng cơng ty có độ bất ổn dịng tiền cao 52 lựa chọn sách tiết kiệm tiền mặt cách trì sách chi trả cổ tức thấp so với cơng ty khác Ngồi ra, lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, hội tăng trưởng, quy mô, lợi nhuận công ty nhu cầu nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng mạnh mẽ đến định thực chi cổ tức cơng ty Trong đó, yếu tố lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, quy mô, nhu cầu nắm giữ tiền mặt cho thấy tương quan âm với định thực chi cổ tức công ty Kết hàm ý doanh nghiệp có lợi nhuận chưa phân phối nhiều, sở hữu nội cao, quy mô lớn nhu cầu nắm giữ tiền mặt nhiều hạn chế chi trả cổ tức cho cổ đông công ty Ngược lại, hội tăng trưởng lợi nhuận công ty lại cho thấy tương quan dương với định thực chi cổ tức công ty Kết hàm ý doanh nghiệp có lợi nhuận sau thuế nhiều, hội tăng trưởng cao thực chi trả nhiều cổ tức cho cổ đông công ty Mặt khác, luận văn cho phát tương đối hữu ích cho nhà đầu tư nhà quản lý công ty việc đưa định chi trả cổ tức Theo đó, nhà đầu tư cân nhắc việc đầu tư vào cơng ty có đặc tính như: (1) quy mô nhỏ, (2), sở hữu nội thấp, (3) nắm giữ tiền mặt, (4) lợi nhuận nhiều (5) có nhiều hội tăng trưởng, nhà đầu tư mong muốn nhận cổ tức tương lai Hơn nữa, nhà quản lý cơng ty vào tình hình cơng ty để đưa định có trả cổ tức hay khơng khơng nên thực chi trả cổ tức cách tùy ý 53 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu 5.2.1 Hạn chế Luận văn tìm thấy tác động đáng kể độ bất ổn dòng tiền đến định chi trả cổ tức mối tương quan âm lợi nhuận chưa phân phối, sở hữu nội bộ, quy mô, nhu cầu nắm giữ tiền mặt định thực chi cổ tức công ty Đồng thời hội tăng trưởng lợi nhuận cơng ty lại cho thấy tương quan dương với định chi trả cổ tức công ty Tuy nhiên luận văn cịn số hạn chế phân tích vấn đề này, cụ thể sau: Đầu tiên, luận văn sử dụng mẫu quan sát tương đối nhỏ, bao gồm 193 cơng ty phi tài giai đoạn nghiên cứu tương đối ngắn từ năm 2009 đến năm 2017 Mặt khác, số liệu cổ tức thu thập từ báo cáo tài chính, mà số liệu bị sai lệch cách đo lường cổ tức công ty mẫu nghiên cứu chưa xác dẫn đến kết chưa thật vững mong đợi Tiếp theo, luận văn nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết sàn giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh giai đoạn nghiên cứu từ năm 2009 đến năm 2017 chưa phân tích tình hình cơng ty trước khủng hoảng tài tồn cầu xảy ra, cụ thể yếu tố tác động đến định chi trả cổ tức công ty Hơn nữa, luận văn chưa mở rộng yếu tố khác giải thích sách chi trả cổ tức cơng ty ví dụ độ tuổi cơng ty, địn bẩy cơng ty, chế quản trị doanh nghiệp 54 5.2.2 Hướng nghiên cứu Trong q trình nghiên cứu, tác giả nhận thấy cịn nhiều vấn đề chưa nghiên cứu cách toàn diện cần phải thực thêm để hồn thiện khám phá yếu tố tác động đến định thực chi cổ tức doanh nghiệp niêm yết hai sàn chứng khoán lớn Việt Nam Để giải hạn chế mà luận văn cịn gặp phải, luận văn có đề xuất số hướng nghiên cứu sau này: Đầu tiên, nghiên cứu sau xem xét đến việc mở rộng mẫu quan sát với số lượng công ty nhiều giai đoạn nghiên cứu dài để tăng thêm độ tin cậy kết hồi quy Đồng thời nghiên cứu sau cân nhắc đến tác động khủng hoảng tài tồn cầu ảnh hưởng đến tác động yếu tố đến định chi trả cổ tức công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Tiếp theo, nghiên cứu sau phân tích nhận định xác yếu tố tác động đến định chi trả cổ tức công ty theo ngành nghề kinh doanh để nắm bắt khác biệt theo ngành Cuối cùng, đề tài phân tích sau mở rộng thêm yếu tố có ảnh hưởng đến định chi trả cổ tức công ty độ tuổi công ty, địn bẩy cơng ty, chế quản trị doanh nghiệp vào mơ hình nghiên cứu để tăng độ xác yếu tố tác động đến cổ tức chi trả khái quát yếu tố giải thích định chi trả cổ tức công ty TÀI LIỆU THAM KHẢO Amidu M., Abor J., 2006, Determinants of dividend payout ratios in Ghana, Journal of Risk Finance, 7, 136-145 Benavide J., Berggrun L., Perafan H., 2016, Dividend payout policies: Evidence from Latin America, Finance Research Letters, 17, 197-210 Bradley M., Dennis R., 2003, Dividend Policy and Cash‐Flow Uncertainty, Real Estate Economic Brockman P., Unlu E., 2009, Dividend policy, creditor rights, and the agency costs of debt, Journal of Financial Economics, 92, 276-299 Brunzell T., Liljeblom E., Löflund A., Vaihekoski M., 2014, Dividend policy in Nordic listed firms, Global Finance Journal, 25, 124-135 Cao L., Du Y., Hansen J O., 2017, Foreign institutional investors and dividend policy: Evidence from China, International Business Review, 26, 816-827 Chay J P., Suh J., 2009, Payout policy and cash-flow uncertainty, Journal of Financial Economics, 93, 88-107 Darabi R., Pourahmadian F., Vahmiyan A., Saleh B., The Relationship between Cash Flow Uncertainty and Payout Dividend Policy, Journal of Scientific Research & Reports, 158-169 Deng L., Li S., Liao M., 2017, Dividends and earnings quality: Evidence from China, International Review of Economics & Finance, 48, 255-268 Deng L., Li S., Liao M., Wu W., 2013, Dividends, investment and cash flow uncertainty: Evidence from China, International Review of Economics & Finance, 27, 112-124 Deshmukh S., Goel A M., Howe K M., 2013, CEO overconfidence and dividend policy, Journal of Financial Intermediation, 22, 440-463 Fairchild R., Guney Y., Thanatawee Y., 2014, Corporate dividend policy in Thailand: Theory and evidence, International Review of Financial Analysis, 31, 129-151 Jabbouri I., 2016, Determinants of corporate dividend policy in emerging markets: Evidence from MENA stock markets, Research in International Business and Finance, 37, 283-298 Jang F., Ma Y., Shi B., 2017, Stock liquidity and dividend payouts, Journal of Corporate Finance, 42, 295-314 Jiang F., Shi M B., 2017, Stock liquidity and dividend payouts, Journal of Corporate Finance, 42, 295-314 Kangarlouei S J., Motavassel M., Azizi A., Farahani M S., 2012, The investigation of the relationship between dividend policies, cash-flow uncertainty, contributed capital mix and investment opportunities: the case of emerging markets (Tehran Stock Exchange), International Journal of Business and Social Science, Kaźmierska B., Jóźwiak, 2015, Determinants of Dividend Policy: Evidence from Polish Listed Companies, Procedia Economics and Finance, 23, 473-477 Lestari H S., 2018, Determinants of corporate dividend policy in Indonesia, The 4th International Seminar on Sustainable Urban Development Livoreka B., Hetemi A., Shala A., Hoti A., Asllanaj R., 2014, Theories on Dividend Policy Empirical Research in Joint Stock Companies in Kosovo, Procedia Economics and Finance, 14, 387 – 396 Ngo A., Duong H., Nguyen T., Nguyen L., 2018, The effects of ownership structure on dividend policy: Evidence from seasoned equity offerings (SEOs), Global Finance Journal Sindhu M I., Jinnah M A., 2014, Relationship between free cash flow and dividend: Moderating role of firm size, Research Journal of Finance and Accounting, U.Khan N., Jehan Q U A., Shah A., 2017, Impact of taxation on dividend policy: Evidence from Pakistan, Research in International Business and Finance, 42, 365-375 PHỤ LỤC variable mean sd p50 max N dve dvs totalpe totalps srvol rete own mb size roa cash 4306115 054471 4413738 0556723 1733697 5227198 105642 6698679 27.88556 0705719 0422607 4765346 095818 4898337 0968692 1121871 4172955 1263633 6898291 1.258888 0984441 0436987 0 0 -2.66825 0 24.1486 -1.5874 3637645 021581 3683355 0217365 1497625 5385905 058645 482123 27.77435 0568465 028098 4.14267 882459 4.14267 882459 866941 743214 7.30826 32.8265 716832 286494 892 892 892 892 892 892 892 892 892 892 892 dve dvs totalpe totalps srvol rete own dve 1.0000 dvs 0.4611 0.0000 1.0000 totalpe 0.9701 0.0000 0.4454 0.0000 1.0000 totalps 0.4543 0.0000 0.9908 0.0000 0.4667 0.0000 1.0000 srvol -0.2141 0.0000 -0.1431 0.0000 -0.2155 0.0000 -0.1438 0.0000 1.0000 rete -0.4412 0.0000 -0.1975 0.0000 -0.4245 0.0000 -0.1947 0.0000 0.1008 0.0026 1.0000 own -0.0517 0.1229 -0.1696 0.0000 -0.0454 0.1754 -0.1631 0.0000 0.0477 0.1544 0.0116 0.7284 1.0000 mb 0.1061 0.0015 0.3399 0.0000 0.1004 0.0027 0.3373 0.0000 0.1041 0.0019 -0.0846 0.0115 -0.0543 0.1048 size -0.0960 0.0041 -0.0730 0.0293 -0.0715 0.0327 -0.0548 0.1020 -0.0344 0.3054 0.0637 0.0573 0.1630 0.0000 roa 0.1186 0.0004 0.3330 0.0000 0.1093 0.0011 0.3278 0.0000 -0.0871 0.0093 0.0461 0.1693 -0.0321 0.3380 cash 0.0295 0.3784 -0.0960 0.0041 0.0189 0.5729 -0.1025 0.0022 -0.0351 0.2950 0.0207 0.5362 -0.0009 0.9795 mb size roa mb 1.0000 size -0.0143 0.6706 1.0000 roa 0.5522 0.0000 -0.0877 0.0088 1.0000 cash 0.0922 0.0059 -0.0947 0.0047 0.1278 0.0001 cash 1.0000 PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC DVE Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (223) = Prob>chi2 = 9.1e+06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 3.231 Prob > F = 0.0736 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = dve Coef srvol rete own mb size roa cash _cons -.4955858 -.3279237 -.1497141 0395586 -.034908 3110103 -.0507321 1.633666 223 223 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 Std Err .0483608 0209843 0546842 0075901 0054273 0884669 1301661 1493783 z -10.25 -15.63 -2.74 5.21 -6.43 3.52 -0.39 10.94 P>|z| 0.000 0.000 0.006 0.000 0.000 0.000 0.697 0.000 PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC DVS Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (223) = Prob>chi2 = 1.3e+08 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 0.771 Prob > F = 0.3807 = = = = = 892 223 677.58 0.0000 [95% Conf Interval] -.5903713 -.3690522 -.256893 0246823 -.0455452 1376183 -.305853 1.34089 -.4008003 -.2867951 -.0425351 0544349 -.0242707 4844023 2043888 1.926442 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = dvs Coef srvol rete own mb size roa cash _cons -.0640555 -.0271119 -.0494008 0205036 -.001787 2380688 -.168566 0961016 223 Std Err .0092176 0024908 0066964 0032111 0007013 0221642 0169553 0200422 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -6.95 -10.88 -7.38 6.39 -2.55 10.74 -9.94 4.79 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.011 0.000 0.000 0.000 PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC TOTALPS Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (223) = Prob>chi2 = 9.8e+07 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 1.096 Prob > F = 0.2963 = = = = = 892 223 842.13 0.0000 [95% Conf Interval] -.0821217 -.0319938 -.0625255 01421 -.0031615 1946277 -.2017977 0568197 -.0459894 -.0222301 -.036276 0267972 -.0004125 2815099 -.1353343 1353836 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = totalps Coef srvol rete own mb size roa cash _cons -.0677169 -.0266375 -.050049 0215107 -.0009764 2331973 -.1719849 0745339 223 Std Err .0096366 00263 0069313 0033216 0007584 0228626 018599 0216083 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -7.03 -10.13 -7.22 6.48 -1.29 10.20 -9.25 3.45 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.198 0.000 0.000 0.001 PHƯƠNG TRÌNH BIẾN PHỤ THUỘC TOTALPE Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (223) = Prob>chi2 = 7.7e+06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 222) = 5.390 Prob > F = 0.0212 = = = = = 892 223 772.88 0.0000 [95% Conf Interval] -.0866043 -.0317922 -.0636341 0150005 -.0024629 1883875 -.2084383 0321825 -.0488294 -.0214828 -.0364638 028021 0005101 2780071 -.1355315 1168854 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = totalpe Coef srvol rete own mb size roa cash _cons -.5054449 -.3147743 -.1345339 0292863 -.0266938 3000904 -.1133257 1.419901 223 223 Std Err .0505591 0217527 0589958 0098104 0060797 0897451 1327755 1691302 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -10.00 -14.47 -2.28 2.99 -4.39 3.34 -0.85 8.40 P>|z| 0.000 0.000 0.023 0.003 0.000 0.001 0.393 0.000 = = = = = 892 223 436.75 0.0000 [95% Conf Interval] -.604539 -.3574089 -.2501636 0100583 -.0386098 1241933 -.3735609 1.088411 -.4063509 -.2721397 -.0189042 0485143 -.0147778 4759875 1469094 1.75139