Mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp nghiên cứu thực nghiệm ở thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM LÊ THỊ THANH THÚY MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP – NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM LÊ THỊ THANH THÚY MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP – NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS TRẦN THỊ HẢI LÝ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ kinh tế “Mối quan hệ quản trị công ty giá trị doanh nghiệp – Nghiên cứu thực nghiệm thị trường chứng khoán Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng tơi, có hỗ trợ từ người hướng dẫn khoa học TS Trần Thị Hải Lý, chưa công bố trước Các số liệu sử dụng để phân tích, đánh giá luận văn có nguồn gốc rõ ràng tổng hợp từ nguồn thông tin đáng tin cậy Nội dung luận văn đảm bảo không chép cơng trình nghiên cứu khác TP.HCM, ngày tháng năm 2013 Tác giả Lê Thị Thanh Thúy MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục chữ viết tắt Danh mục bảng TÓM LƯỢC 1 GIỚI THIỆU 2 TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2.1 Quản trị công ty 2.1.1 Quản trị công ty 2.1.2 Thực tiễn áp dụng quản trị công ty Việt Nam 11 2.1.3 Khuôn khổ pháp luật quản trị công ty Việt Nam .14 2.2 Các lý thuyết quản trị công ty 15 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước 20 2.3.1 Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ cấu sở hữu tập trung giá trị doanh nghiệp 21 2.3.2 Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ quy mô HĐQT giá trị doanh nghiệp 24 2.3.3 Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ việc kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT Tổng Giám đốc (Duality) giá trị doanh nghiệp .27 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .34 3.1 Mơ hình biến nghiên cứu 34 3.1.1 Mơ hình hồi quy 34 3.1.2 Giải thích biến 35 3.2 Dữ liệu 40 3.3 Giả thuyết nghiên cứu 41 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 46 4.1 Thống kê mô tả 46 4.2 Phân tích tương quan khảo sát đa cộng tuyến 49 4.3 Mơ hình hồi quy 51 4.3.1 Mơ hình hồi quy Pooled OLS đa biến kiểm định robustness 51 4.3.2 Mơ hình hồi quy FEM đa biến kiểm định robustness 56 4.3.3 Mơ hình hồi quy bình phương tổng qt (Generalized least squares – GLS) đa biến 61 4.3.4 Mơ hình hồi quy phương pháp ước lượng moment tổng quát (Generalized Method of Moment – GMM) 64 KẾT LUẬN, GIỚI HẠN CỦA NGHIÊN CỨU VÀ ĐỀ XUẤT CÁC HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 71 KẾT LUẬN 74 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT Diễn giải đầy đủ Chữ viết tắt AC Chi phí đại diện FEM Phương pháp ước lượng nhân tố ảnh hưởng cố định (Fixed effect model) GLS Phương pháp ước lượng bình phương bé tổng quát (Generalized Least Squares) GMM Phương pháp ước lượng moment tổng quát (Generalized Method of Moment) HĐQT Hội đồng quản trị HNX Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội HOSE Sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh IFC Tổ chức tài quốc tế (International Finance Corporation) LogMc Log tự nhiên giá trị vốn hóa thị trường Logsize Log tự nhiên quy mô HĐQT OECD Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế (Organization for Economic Cooperation and Development) PB Tỷ lệ giá trị thị trường giá trị sổ sách Pooled OLS Phương pháp ước lượng bình phương bé kết hợp tất quan sát (Pooled Ordinary Least Squares) QTCT Quản trị công ty REM Phương pháp ước lượng nhân tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effect model) ROA Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản TQ Tobin’s Q UBCKNN Uỷ ban Chứng khoán Nhà nước VIF Hệ số phóng phương sai (Variance inflation factors) DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1: Tóm tắt số nghiên cứu trước mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 30 Bảng 3.1: Bảng tóm tắt biến cánh tính biến số .39 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến số 46 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan biến 49 Bảng 4.3: Hệ số phóng phương sai (VIF) 50 Bảng 4.4: Kết mơ hình hồi quy Pooled OLS đa biến mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 52 Bảng 4.5: Kết hồi quy tăng dần loại bỏ biến mô hình hồi quy Pooled OLS 55 Bảng 4.6: Kết kiểm định tượng tương quan chuỗi phương sai sai số thay đổi mơ hình hồi quy Pooled OLS đa biến 56 Bảng 4.7: Kết mơ hình hồi quy FEM đa biến mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 57 Bảng 4.8: Kết hồi quy tăng dần loại bỏ biến mơ hình FEM .60 Bảng 4.9: Kết kiểm định tượng tương quan chuỗi phương sai sai số thay đổi mơ hình hồi quy FEM đa biến 61 Bảng 4.10: Kết mơ hình hồi quy GLS mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 62 Bảng 4.11: Kết mô hình hồi quy Dynamic-panel GMM mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 66 TÓM LƯỢC Đề tài thực nhằm kiểm định mối quan hệ quản trị công ty (QTCT) giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khoán Việt Nam Đề tài thực mẫu gồm 645 quan sát doanh nghiệp niêm yết Sở Giao dịch Chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) năm năm 2008-2012, tác giả tìm thấy biến cấu sở hữu tập trung có mối tương quan ngược chiều có ý nghĩa thống kê với giá trị doanh nghiệp Ngồi ra, tác giả khơng tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê hai biến kiêm nhiệm Tổng giám đốc Chủ tịch hội động quản trị (HĐQT) quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khoán Việt Nam Kết thực nghiệm từ mơ hình hồi quy cho thấy có mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê tỷ suất sinh lợi tổng tài sản, tỷ lệ giá trị thị trường giá trị sổ sách giá trị vốn hóa thị trường giá trị doanh nghiệp, hàm ý biến có tác động chiều lên giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khoán Việt Nam GIỚI THIỆU Quản trị công ty biết đến thuật ngữ quen thuộc ngày trở nên thông dụng quan tâm nhiều nước giới, có Việt Nam Theo Các Nguyên tắc Quản trị Công ty Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh Tế (OECD-Organization for Economic Cooperation and Development) năm 1999, “QTCT biện pháp nội để điều hành kiểm sốt cơng ty […], liên quan tới mối quan hệ Ban giám đốc, Hội đồng quản trị cổ đông công ty với bên có quyền lợi liên quan QTCT tạo cấu để đề mục tiêu công ty xác định phương tiện để đạt mục tiêu đó, để giám sát kết hoạt động công ty QTCT cho có hiệu khích lệ Ban giám đốc Hội đồng quản trị theo đuổi mục tiêu lợi ích cơng ty cổ đông, phải tạo điều kiện thuận lợi cho việc giám sát hoạt động công ty cách hiệu quả, từ khuyến khích cơng ty sử dụng nguồn lực cách tốt hơn” Trên giới, có nhiều nghiên cứu QTCT thực nước phát triển phát triển Rashid Islam (2008, 2013) thị trường Malaysia Australia, Mak Kusnadi (2005) Singapore Malaysia, Klapper Love (2004) 14 quốc gia phát triển, Ehikioya (2009) Nigeria, Busta (2008) 17 quốc gia Tây Âu, Bennedsen cộng (2008) Đan Mạch, Kyereboah Biekpe (2005) Ghana, Wiwattanakantang (2001) Thái Lan, …v.v Ngày có nhiều nghiên cứu chủ đề thực cho thấy QTCT thực quan tâm cho thấy tầm quan trọng QTCT QTCT tốt đóng vai trị quan trọng việc tạo nên hài hòa mối quan hệ Hội đồng quản trị, Ban giám đốc, cổ đơng bên có quyền lợi liên quan doanh nghiệp, từ góp phần đưa doanh nghiệp phát triển theo định hướng đắn, quán bền vững QTCT tốt thúc đẩy doanh nghiệp hoạt động hiệu giúp doanh nghiệp tăng cường khả tiếp cận với nguồn vốn bên ngồi, góp phần tích cực vào việc gia tăng giá trị doanh nghiệp, tăng cường thu hút đầu tư phát triển bền vững cho doanh nghiệp kinh tế (Nguyễn Trường Sơn, 2010; IFC UBCKNN, 2010) Hơn nữa, quốc gia có kinh tế thị trường phát triển Việt Nam, việc tăng cường QTCT phục vụ cho nhiều mục đích sách cơng quan trọng QTCT tốt giúp doanh nghiệp giảm thiểu khả tổn thương trước khủng hoảng tài chính, củng cố quyền sở hữu, giảm chi phí giao dịch chi phí vốn, góp phần phát triển thị trường vốn Ngược lại, khuôn khổ QTCT yếu làm giảm mức độ tin tưởng nhà đầu tư Như trình bày trên, vai trò quan trọng QTCT thu hút nhiều quan tâm thể số lượng nghiên cứu giới ngày tăng lên thời gian qua Các nghiên cứu cho thấy thực tiễn QTCT tốt giúp thúc đẩy giá trị kinh tế gia tăng doanh nghiệp, giúp doanh nghiệp hoạt động có suất cao giảm rủi ro tài hệ thống cho quốc gia (IFC UBCKNN, 2006) Tại Việt Nam, khuôn khổ luật pháp QTCT Việt Nam, đặc biệt công ty niêm yết, giai đoạn đầu phát triển đưa vào áp dụng Vào năm 2007, Bộ Tài ban hành Quy chế QTCT áp dụng mang tính bắt buộc công ty niêm yết (IFC UBCKNN, 2010) Đến năm 2012, Thông tư 121/2012/TT-BTC QTCT áp dụng cho cơng ty đại chúng Bộ Tài Chính ban hành Điều cho thấy nỗ lực nhà xây dựng pháp luật việc cố sở pháp lý nhằm tăng cường công tác QTCT Việt Nam Theo báo cáo thẻ điểm QTCT 2012 IFC UBCKNN thực khuôn khổ Dự án QTCT Việt Nam, qua khảo sát 100 công ty niêm yết Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) TP Hồ Chí Minh (HOSE) với giá trị vốn hóa lớn thị trường dựa số liệu năm 2011, không doanh nghiệp đạt kết tốt tồn điểm số QTCT mức 60% điểm bình quân tất doanh nghiệp đạt 42,5% Kết chung QTCT công ty khảo sát cho thấy hiệu việc triển khai công tác QTCT tốt thực tế sụt giảm so với năm trước Điều ngược lại với áp lực kỳ vọng phạm vi toàn cầu đẩy nhanh tốc độ cải cách QTCT Thêm vào đó, sau Bảng 1.3 Thống kê mơ tả biến MC Market cap 1% 5% 10% 25% 50% 75% 90% 95% 99% Percentiles 36100 63200 78312 154653.6 Smallest 19902.13 28043.92 31177.41 34320 348027.8 874486.5 2702916 7134513 2.63e+07 Largest 3.89e+07 4.81e+07 5.60e+07 7.34e+07 Obs Sum of Wgt Mean Std Dev Variance Skewness Kurtosis 645 645 1642141 5400598 2.92e+13 7.951601 82.13261 Bảng 1.4 Thống kê mô tả biến Board size Board size 1% 5% 10% 25% 50% 75% 90% 95% 99% Percentiles 5 5 Smallest 4 5 7 10 Largest 11 11 11 11 Obs Sum of Wgt 645 645 Mean Std Dev 5.893023 1.263203 Variance Skewness Kurtosis 1.595681 1.446 5.103153 Bảng 1.5 Thống kê mô tả biến AC Agent cost 1% 5% 10% 25% 50% 75% 90% 95% 99% Percentiles 0 0377 199 Smallest 0 0 3938 5367 6197 704 8084 Largest 8102 8451 8451 8873 Obs Sum of Wgt Mean Std Dev Variance Skewness Kurtosis 645 645 3713925 2207682 0487386 -.1166004 2.009335 Bảng 1.6 Thống kê mô tả biến ROA ROA 1% 5% 10% 25% 50% 75% 90% 95% 99% Percentiles -.1021909 -.0163825 0026858 0239458 Smallest -.6455064 -.1874031 -.1694506 -.1634936 0579989 1079691 1693363 2205664 3339687 Largest 3500959 3541453 3548301 5009554 Obs Sum of Wgt Mean Std Dev Variance Skewness Kurtosis 645 645 0717022 0820438 0067312 -.1351205 13.86096 Bảng 2: Ma trận hệ số tương quan biến mô hình roa lnsize duality agentc~t logmc pb roa 1.0000 lnsize -0.0946 0.0163 1.0000 duality -0.0490 0.2136 0.0177 0.6537 1.0000 agentcost 0.1008 0.0104 -0.1147 0.0035 -0.1249 0.0015 1.0000 logmc 0.3576 0.0000 0.2061 0.0000 -0.0875 0.0264 0.1357 0.0005 1.0000 pb 0.3522 0.0000 0.0146 0.7113 -0.0195 0.6210 0.1372 0.0005 0.6025 0.0000 1.0000 tobinq 0.5469 0.0000 -0.0148 0.7083 0.0524 0.1837 0.1168 0.0030 0.5744 0.0000 0.7750 0.0000 Bảng 3: Hệ số phóng phương sai (VIF) Variable VIF 1/VIF logmc pb roa lnsize agentcost duality 1.79 1.65 1.22 1.11 1.06 1.02 0.557662 0.604852 0.819757 0.896947 0.945245 0.975823 Mean VIF 1.31 tobinq 1.0000 Bảng 4: Kết kiểm định Hausman test Bảng 5: Kết hồi quy mơ hình phương pháp Pooled OLS Source SS df MS Model Residual 103.237649 44.0858834 638 17.2062748 069100131 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 1.719525 -.1255801 0864347 -.0066571 0925572 4845604 1085841 Std Err .1394467 1299403 021285 04826 0225607 0224185 1320448 t 12.33 -0.97 4.06 -0.14 4.10 21.61 0.82 Number of obs F( 6, 638) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.334 0.000 0.890 0.000 0.000 0.411 = = = = = = 645 249.00 0.0000 0.7008 0.6979 26287 [95% Conf Interval] 1.445695 -.3807424 0446376 -.1014248 048255 4405375 -.1507109 1.993355 1295822 1282318 0881107 1368594 5285834 3678791 Bảng 6: Kết hồi quy tăng dần phương pháp Pooled OLS Bảng 6.1 Kết hồi quy bỏ biến ROA khỏi mơ hình Source SS df MS Model Residual 92.7306326 54.5928995 639 18.5461265 085434897 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef lnsize duality agentcost logmc pb _cons -.3783764 081676 0053574 1548285 5292042 0352419 Std Err .1426752 0236636 053651 0244494 0246007 1466758 t -2.65 3.45 0.10 6.33 21.51 0.24 Number of obs F( 5, 639) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.008 0.001 0.920 0.000 0.000 0.810 = = = = = = 645 217.08 0.0000 0.6294 0.6265 29229 [95% Conf Interval] -.6585452 0352083 -.0999961 1068176 4808963 -.252783 -.0982075 1281438 1107109 2028395 5775121 3232668 Bảng 6.2 Kết hồi quy bỏ biến Logsize khỏi mô hình Source SS df MS Model Residual 103.173108 44.1504241 639 20.6346216 069092995 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa duality agentcost logmc pb _cons 1.740787 0859446 -.0005889 0863553 4868163 0423997 Std Err .1376931 0212778 0478474 0216277 0222955 1128924 t 12.64 4.04 -0.01 3.99 21.83 0.38 Number of obs F( 5, 639) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.990 0.000 0.000 0.707 = = = = = = 645 298.65 0.0000 0.7003 0.6980 26286 [95% Conf Interval] 1.470401 0441616 -.094546 0438854 443035 -.1792853 2.011173 1277275 0933682 1288253 5305977 2640847 Bảng 6.3 Kết hồi quy bỏ biến LogMC khỏi mơ hình Source SS df MS Model Residual 102.07461 45.2489217 639 20.4149221 070812084 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost pb _cons 1.847581 0260521 079009 0095484 534786 4605482 Std Err .1375816 1261066 021469 0486903 0190119 101614 t 13.43 0.21 3.68 0.20 28.13 4.53 Number of obs F( 5, 639) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 645 288.30 0.0000 0.6929 0.6905 26611 [95% Conf Interval] 0.000 0.836 0.000 0.845 0.000 0.000 1.577414 -.2215814 0368507 -.086064 4974527 2610106 2.117748 2736857 1211673 1051607 5721193 6600859 Bảng 6.4: Kết hồi quy bỏ biến PB khỏi mơ hình Source SS df MS Model Residual 70.9555853 76.3679467 639 14.1911171 119511654 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc _cons 2.206272 -.4180092 1120008 0476843 3588466 -.8365727 Std Err .180982 1699583 0279491 0633816 0248555 1638562 t 12.19 -2.46 4.01 0.75 14.44 -5.11 Number of obs F( 5, 639) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.014 0.000 0.452 0.000 0.000 = = = = = = 645 118.74 0.0000 0.4816 0.4776 3457 [95% Conf Interval] 1.85088 -.7517536 0571177 -.0767771 3100383 -1.158334 2.561663 -.0842648 1668839 1721457 4076549 -.514811 Bảng 6.5 Kết hồi quy bỏ biến Duality khỏi mơ hình Source SS df MS Model Residual 102.098164 45.225368 639 20.4196328 070775224 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa lnsize agentcost logmc pb _cons 1.709258 -.1130073 -.0287441 0847666 4896195 1832821 Std Err .1411035 1314685 0485303 0227498 0226536 1323327 t 12.11 -0.86 -0.59 3.73 21.61 1.39 Number of obs F( 5, 639) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.390 0.554 0.000 0.000 0.167 = = = = = = 645 288.51 0.0000 0.6930 0.6906 26604 [95% Conf Interval] 1.432175 -.3711698 -.1240422 0400931 4451351 -.0765774 1.986341 1451551 0665541 12944 5341039 4431416 Bảng 7: Kết kiểm định tượng tương quan chuỗi mơ hình hồi quy Pooled OLS Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 128) = 57.526 Prob > F = 0.0000 Bảng 8: Kết kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi mô hình hồi quy Pooled OLS regress tobinq roa lnsize duality agentcost logmc pb Source SS df MS Model Residual 103.237649 44.0858834 638 17.2062748 069100131 Total 147.323532 644 228763249 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 1.719525 -.1255801 0864347 -.0066571 0925572 4845604 1085841 Std Err .1394467 1299403 021285 04826 0225607 0224185 1320448 t 12.33 -0.97 4.06 -0.14 4.10 21.61 0.82 Number of obs F( 6, 638) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.334 0.000 0.890 0.000 0.000 0.411 1.445695 -.3807424 0446376 -.1014248 048255 4405375 -.1507109 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of tobinq = = 424.01 0.0000 645 249.00 0.0000 0.7008 0.6979 26287 [95% Conf Interval] estat hettest chi2(1) Prob > chi2 = = = = = = 1.993355 1295822 1282318 0881107 1368594 5285834 3678791 Bảng 9: Kết hồi quy mơ hình phương pháp FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5375 between = 0.7081 overall = 0.6449 corr(u_i, Xb) F(6,510) Prob > F = -0.0466 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 8465032 -.0493722 090321 -.0710603 2980772 3742459 -.9304563 1861256 209442 078894 0902881 0720905 0333839 3997577 sigma_u sigma_e rho 20607323 22229829 46217813 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: estimates store fixed Std Err F(128, 510) = t P>|t| = = 4.55 -0.24 1.14 -0.79 4.13 11.21 -2.33 0.000 0.814 0.253 0.432 0.000 0.000 0.020 2.99 98.80 0.0000 [95% Conf Interval] 4808358 -.4608475 -.0646763 -.2484427 1564463 3086589 -1.715831 1.212171 362103 2453182 1063221 439708 4398328 -.1450817 Prob > F = 0.0000 Bảng 10: Kết hồi quy tăng dần phương pháp FEM Bảng 10.1 Kết hồi quy bỏ biến ROA khỏi mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5188 between = 0.5973 overall = 0.5640 corr(u_i, Xb) F(5,511) Prob > F = -0.2120 Std Err t tobinq Coef lnsize duality agentcost logmc pb _cons -.079887 1038471 -.0804664 4075414 3577605 -1.450828 2133283 0803421 0919865 0692505 0338197 3903417 sigma_u sigma_e rho 24934562 22653946 54781385 (fraction of variance due to u_i) -0.37 1.29 -0.87 5.89 10.58 -3.72 P>|t| = = 0.708 0.197 0.382 0.000 0.000 0.000 110.18 0.0000 [95% Conf Interval] -.4989955 -.0539943 -.2611848 2714907 2913177 -2.2177 3392215 2616886 1002519 543592 4242033 -.6839562 Bảng 10.2 Kết hồi quy bỏ biến Logsize khỏi mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5375 between = 0.7067 overall = 0.6439 corr(u_i, Xb) F(5,511) Prob > F = -0.0467 Std Err t tobinq Coef roa duality agentcost logmc pb _cons 8479087 0900079 -.0713541 2964108 3746566 -.9588862 1858581 0788099 090196 0716767 0333076 3807793 sigma_u sigma_e rho 20656748 22209277 46382928 (fraction of variance due to u_i) 4.56 1.14 -0.79 4.14 11.25 -2.52 P>|t| = = 0.000 0.254 0.429 0.000 0.000 0.012 118.77 0.0000 [95% Conf Interval] 4827687 -.0648234 -.2485548 1555934 3092198 -1.706972 1.213049 2448392 1058466 4372281 4400933 -.2108006 Bảng 10.3 Kết hồi quy bỏ biến Duality khỏi mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5364 between = 0.6931 overall = 0.6348 corr(u_i, Xb) F(5,511) Prob > F = -0.0663 Std Err t = = tobinq Coef roa lnsize agentcost logmc pb _cons 8545358 -.0453364 -.0653784 3011575 3728719 -.9151717 1860499 209476 090179 0720621 0333725 3996562 sigma_u sigma_e rho 21164393 22236585 47531073 (fraction of variance due to u_i) 4.59 -0.22 -0.72 4.18 11.17 -2.29 P>|t| 0.000 0.829 0.469 0.000 0.000 0.022 118.23 0.0000 [95% Conf Interval] 4890191 -.4568765 -.2425455 159583 3073077 -1.700343 1.220053 3662037 1117888 4427321 4384361 -.1300003 Bảng 10.4 Kết hồi quy bỏ biến AC khỏi mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5370 between = 0.7106 overall = 0.6461 corr(u_i, Xb) F(5,511) Prob > F = -0.0573 tobinq Coef roa lnsize duality logmc pb _cons 8498587 -.0516477 0869078 2980363 3752455 -.9545333 1860075 209344 0787454 0720636 0333473 398437 sigma_u sigma_e rho 20535738 2222155 46063372 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(128, 511) = t 4.57 -0.25 1.10 4.14 11.25 -2.40 P>|t| = = 0.000 0.805 0.270 0.000 0.000 0.017 2.98 118.53 0.0000 [95% Conf Interval] 4844252 -.4629286 -.0677968 1564589 3097307 -1.73731 1.215292 3596331 2416123 4396137 4407602 -.171757 Prob > F = 0.0000 Bảng 10.5 Kết hồi quy bỏ biến PB khỏi mơ hình Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.4236 between = 0.4045 overall = 0.3705 corr(u_i, Xb) F(5,511) Prob > F = -0.6599 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc _cons 6199525 -.1718993 0585253 -.1095662 8933015 -3.83586 2063655 2332801 0879365 1006288 0543875 3394667 sigma_u sigma_e rho 41200308 24793753 73413572 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 3.00 -0.74 0.67 -1.09 16.42 -11.30 F(128, 511) = P>|t| = = 0.003 0.462 0.506 0.277 0.000 0.000 75.10 0.0000 [95% Conf Interval] 2145232 -.6302054 -.1142364 -.3072632 7864508 -4.502782 5.71 1.025382 2864068 2312869 0881309 1.000152 -3.168938 Prob > F = 0.0000 Bảng 11: Kết kiểm định tượng tương quan chuỗi mơ hình hồi quy FEM Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 128) = 57.526 Prob > F = 0.0000 Bảng 12: Kết kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi mơ hình hồi quy FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: v1 Number of obs Number of groups = = 645 129 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.5375 between = 0.7081 overall = 0.6449 corr(u_i, Xb) F(6,510) Prob > F = -0.0466 tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 8465032 -.0493722 090321 -.0710603 2980772 3742459 -.9304563 1861256 209442 078894 0902881 0720905 0333839 3997577 sigma_u sigma_e rho 20607323 22229829 46217813 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(128, 510) = t 4.55 -0.24 1.14 -0.79 4.13 11.21 -2.33 P>|t| = = 0.000 0.814 0.253 0.432 0.000 0.000 0.020 2.99 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (129) = Prob>chi2 = 1.4e+05 0.0000 98.80 0.0000 [95% Conf Interval] 4808358 -.4608475 -.0646763 -.2484427 1564463 3086589 -1.715831 1.212171 362103 2453182 1063221 439708 4398328 -.1450817 Prob > F = 0.0000 Bảng 13: Kết mơ hình hồi quy phương pháp GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = tobinq Coef roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 7371764 -.0723279 0454152 -.018109 0729933 4735933 2435047 129 Std Err .0954598 0614332 0125823 0239445 0164381 0156591 0882644 (0.5251) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z 7.72 -1.18 3.61 -0.76 4.44 30.24 2.76 P>|z| 0.000 0.239 0.000 0.449 0.000 0.000 0.006 = = = = = 645 129 2035.58 0.0000 [95% Conf Interval] 5500787 -.1927349 0207543 -.0650395 0407753 4429021 0705097 9242741 0480791 070076 0288214 1052113 5042845 4164998 Bảng 14: Kết mơ hình hồi quy phương pháp Dynamic-panel GMM Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: v1 Time variable: v2 Number of obs Number of groups = = 387 129 = avg = max = 3 Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 912.92 0.0000 Obs per group: Number of instruments = 13 One-step results tobinq Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] tobinq L1 .1734589 0371369 4.67 0.000 1006719 2462459 roa lnsize duality agentcost logmc pb _cons 5286292 -.0960929 0248821 -.1696976 3999736 4933842 -1.699219 2074273 268066 0866912 1005907 0845284 0396004 4734606 2.55 -0.36 0.29 -1.69 4.73 12.46 -3.59 0.011 0.720 0.774 0.092 0.000 0.000 0.000 1220791 -.6214926 -.1450295 -.3668518 234301 4157688 -2.627184 9351793 4293068 1947936 0274566 5656463 5709996 -.7712528 Instruments for differenced equation GMM-type: L(2/.).tobinq Standard: D.roa D.lnsize D.duality D.agentcost D.logmc D.pb Instruments for level equation Standard: _cons Bảng 15: Kết kiểm định AR (1) AR (2) tests Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z 43391 -.26712 Prob > z 0.6644 0.7894 H0: no autocorrelation ...BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM LÊ THỊ THANH THÚY MỐI QUAN HỆ GIỮA QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP – NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM. .. (Duality) có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khốn Việt Nam hay khơng? Phạm vi nghiên cứu Đề tài thực nghiên cứu mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khoán Việt. .. Dynamic-panel GMM mối quan hệ QTCT giá trị doanh nghiệp 66 TÓM LƯỢC Đề tài thực nhằm kiểm định mối quan hệ quản trị công ty (QTCT) giá trị doanh nghiệp thị trường chứng khoán Việt Nam