(Luận văn thạc sĩ) ảnh hưởng của rủi ro đạo đức của cổ đông kiểm soát đến hạn chế tài chính và chi phí sử dụng vốn cổ phần của các doanh nghiệp tại thị trường việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH Nguyễn Thị Thanh Tuyền ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO ĐẠO ĐỨC CỦA CỔ ĐƠNG KIỂM SỐT ĐẾN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ CHI PHÍ SỬ DỤNG VỐN CỔ PHẦN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TẠI THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM 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 Nguyễn Thị Thanh Tuyền ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO ĐẠO ĐỨC CỦA CỔ ĐƠNG KIỂM SỐT ĐẾN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ CHI PHÍ SỬ DỤNG VỐN CỔ PHẦN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP TẠI THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS Trần Thị Thùy Linh Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Ảnh hưởng rủi ro đạo đức cổ đông kiểm sốt đến hạn chế tài chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp thị trường Việt Nam” thực nghiên cứu hướng dẫn khoa học PGS.TS Trần Thị Thùy Linh Nội dung luận văn chưa công bố cơng trình nghiên cứu Các liệu thu thập, cách xử lý kết nghiên cứu luận văn hoàn toàn trung thực Các tài liệu tham khảo trích có ghi rõ nguồn gốc Tơi hồn tồn chịu trách nghiệm tính pháp lý trình nghiên cứu khoa học luận văn TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2018 Người thực luận văn Nguyễn Thị Thanh Tuyền MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa đề tài nghiên cứu 1.6 Bố cục đề tài CHƯƠNG KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết vấn đề đại diện 2.1.2 Các vấn đề hạn chế tài rủi ro đạo đức 10 2.2 2.2.1 Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm trước 12 Mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt hạn chế tài 12 2.2.2 Mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp 15 CHƯƠNG DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 22 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 22 3.2 Mơ tả biến, mơ hình nghiên cứu kì vọng mối tương quan 24 3.2.1 Mô tả biến 24 3.2.2 Mơ hình nghiên cứu 32 3.2.3 Kì vọng mối tương quan 34 3.3 Phương pháp nghiên cứu 37 3.3.1 Thống kê mô tả 38 3.3.2 Phân tích tương quan 38 3.3.3 Phương pháp ước lượng mơ hình kiểm định 38 CHƯƠNG PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM 42 4.1 Thống kê mô tả 42 4.2 Phân tích tương quan 45 Phân tích kết hồi quy 47 Kết kiểm đinh mối quan hệ rủi ro đạo đức hạn chế tài 48 4.3.1 4.3.2 Kết kiểm đinh mối quan hệ rủi ro đạo đức chi phí sử dụng vốn cổ phần 56 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 65 5.1 Kết luận 65 5.2 Đóng góp đề tài 66 5.2 Hạn chế đề tài 66 5.3 Hướng nghiên cứu tương lai 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT HNX: Hanoi Stock Exchange - Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội HOSE: Ho Chi Minh City Stock Exchange - Sàn giao dịch chứng khoán Tp.HCM DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu trước 19 Bảng 3.1 Tổng hợp số lượng doanh nghiệp quan sát theo ngành 23 Bảng 3.2 Tổng hợp biến mơ hình 29 Bảng 3 Bảng kì vọng kết hồi qui 36 Bảng 4.1 Kết thống kê biến sử dụng mơ hình 44 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan biến sử dụng mô hình 46 Bảng 4.3 Bảng kết kiểm định VIF 47 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 47 Bảng 4.4 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman – Test, kiểm định phương sai thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ hồi qui mô hình 49 Bảng 4.5 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến việc nắm giữ tiền mặt 51 Bảng 4.6 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai thay đổi kiểm định tự tương quan bậc sau thêm yếu tố địn bẩy vào mơ hình (1) 53 Bảng 4.7 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến việc nắm giữ tiền mặt sau thêm yếu tố địn bẩy vào mơ hình (1) 55 Bảng 4.8 Phân tích đơn biến biến chi phí sử dụng vốn theo nhóm nghiên cứu 56 Bảng 4.9 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ mơ hình (2) 57 Bảng 4.10 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng rủi ro đạo đức đếnchi phí sử dụng vốn cổ phần 58 Bảng 4.11 Thống kê kết kiểm định F-Test, Hausman–Test, kiểm định phương sai thay đổi kiểm định tự tương quan bậc từ mơ hình (2) sau tiến hành sai phân biến 61 Bảng 4.12 Tổng hợp kết hồi qui ước lượng ảnh hưởng rủi ro đạo đức đếnchi phí sử dụng vốn cổ phần sau tiến hành sai phân biến 62 Bảng 5.1 Tổng hợp kết nghiên cứu 67 TĨM TẮT Với mục đích nghiên cứu nhằm kiểm tra mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt đến hạn chế tài chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp Việt Nam Bài nghiên cứu tiến hành thu thập liệu 188 doanh nghiệp phi tài có thời gian niêm yết trước năm 2011 hai sàn chứng khoán HOSE HNX từ năm 2011 đến 2017 Tác giả thu thập tổng cộng 1316 quan sát doanh nghiệp - năm Bằng cách hồi qui mơ hình tuyến tính theo ba phương pháp OLS (mơ hình hồi qui cổ điển), FEM, REM để lựa chọn phương pháp tối ưu sau đó, tiếp tục dùng phương pháp FGLS để khắc phục nhược điểm mơ hình Để tiến hành điều này, tác giả chia nhỏ mức độ rủi ro đạo đức thành hai nhóm nhỏ dựa vào so sánh mức chênh quyền kiểm soát quyền dòng tiềnso với trung vị mẫu, tiến hành bước hồi qui mẫu liệu tổng thể với hai nhóm liệu phân chia Bài nghiên cứu cho kết rằng: doanh nghiệp có chênh lệch quyền kiểm sốt với quyền dịng tiền lớn có mức nhạy cảm việc nắm giữ tiền mặt với dòng tiền lớn hay nói cách khác: có mối tương quan dương rủi ro đạo đức cổ đông kiểm sốt đến hạn chế tài doanh nghiệp Ngồi kết cịn cho thấy rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt chi phí sử dụng vốn có mối tương quan dương ý nghĩa Trong doanh nghiệp có mức rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt lớn, đối mặt với mức chi phí sử dụng vốn cổ phần cao Keywords: Rủi ro đạo đức, hạn chế tài chính, chi phí sử dụng vốn cổ phần, quyền dịng tiền (quyền sở hữu), quyền kiểm sốt, cổ đơng kiểm sốt CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Ngày với phát triển kinh tế thị trường, hình thức sở hữu doanh nghiệp ngày đa dạng phong phú, từ hình thức sở hữu riêng lẽ đến sở hữu phân tán Nền kinh tế Việt Nam kinh tế trẻ đà phát triển nên thu hút số lượng lớn tập đoàn nhà đầu tư nhỏ, lẻ ngồi nước Do hình thức sở hữu doanh nghiệp tập đoàn thị trường Việt Nam đa dạng phong phú Đi với hình thức sở hữu cách thức vận hành quản lý doanh nghiệp để đạt hiệu hoạt động tối ưu Vì quyền kiểm sốt, quản lý doanh nghiệp không trực tiếp tương ứng theo với quyền dòng tiền Theo nhiều nghiên cứu trước ví dụ Barclay Holderness(1989), Zingales (1994) có hai hình thức sở hữu hình thức sở hữu tập trung hình thức sở hữu phân tán, khác biệt khác quyền dòng tiền (quyền sở hữu) quyền quản lý thành viên doanh nghiệp Sự khác quyền dòng tiền quyền quản lý dẫn đến khác lợi ích thành viên từ phát sinh vấn đề rủi ro đạo đức Hầu hết doanh nghiệp cổ phần khắp giới có tập trung quyền lực nhóm hay số cổ đơng kiểm sốt định quyền dòng tiền (quyền sỡ hữu) phân tán cho nhiều cổ đông.Trong doanh nghiệp vậy, vấn đề quan trọng quản trị doanh nghiệp mâu thuẫn cổ đơng kiểm sốt cổ đơng thiểu số Mâu thuẫn cổ đơng kiểm sốt cổ đơng thiểu số phát sinh từ phân hóa quyền kiểm sốt quyền dịng tiền (quyền sở hữu) doanh nghiệp, nói cách khác, cổ đơng kiểm sốt có quyền kiểm sốt vượt xa so với quyền dịng tiền hậu họ có động lực quyền lực chi phối tồn hoạt động doanh nghiệp Kể ban quản trị, họ sử Bảng kết hồi quy FGLS -coe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -k | 0028704 0006656 -4.31 0.000 -.004175 -.0015657 beta | 0025005 0063207 -0.40 0.092 -.0148889 009888 oprisk | -.0043381 0100959 -0.43 0.667 -.0241257 0154494 size | 0039714 0018924 2.10 0.036 0002623 0076805 leverage | -.0337839 0101551 -3.33 0.001 -.0536876 -.0138802 topshare | -.0002237 0001316 -1.70 0.089 -.0004816 0000341 bm | 0463141 0026302 0.88 0.379 -.002841 0074692 turnover | -.0097559 0039037 -2.50 0.012 -.017407 -.0021048 _cons | -.0006763 0502468 -0.01 0.989 -.0991582 0978057 Bảng tổng hợp kết mơ hình -(1) (2) (3) ALL K=1 K=0 -k 0.000** (0.000) beta oprisk size 0.017*** turnover _cons -0.003 (0.006) -0.011 -0.006 -0.004 (0.010) (0.008) (0.010) 0.003* 0.001 -0.000** (0.000) bm 0.032*** (0.001) (0.006) (0.011) topshare (0.000) 0.003*** (0.005) (0.002) leverage 0.001*** 0.004** (0.002) 0.018** (0.009) -0.000*** 0.004** (0.002) -0.034*** (0.010) -0.000* (0.000) (0.000) -0.032 0.046 (0.003) (0.003) (0.003) 0.001 0.005 (0.003) (0.004) (0.004) -0.029 -0.067 -0.001 0.017* -0.010** Mơ hình hồi qui (1) thêm Dleverage Toàn mẫu F test that all u_i=0: F(187, 930) = 0.63 Prob > F = 0.0000 0.63 Prob > F = 0.0000 Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(187, 930) = Bảng hausman test so sánh REM FEM Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | i1 i2 Difference S.E -+ -cashflow | -.0993704 -.0226974 -.0766729 0580695 q | -.0093226 -.0085996 -.0007229 005848 size | -.0001614 0016051 -.0017665 0033894 DLEV | -.0084977 -.0063 -.0021976 0078186 -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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.41 Prob>chi2 = 0.0061 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) = Prob>chi2 = 1.8e+07 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 186) = Prob > F = 1.792 0.1824 Bảng kết hồi quy FGLS -deltacash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cashflow | 0129852 011456 -1.13 0.057 -.0354385 009468 q | -.002551 0018652 -1.37 0.171 -.0062067 0011047 size | 0013696 0007636 1.79 0.073 -.0001271 0028663 DLEV | 005049 0064279 -0.79 0.072 -.0176476 0075495 _cons | -.0308364 0202028 -1.53 0.127 -.0704332 0087604 Nhóm Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(146, 409) = 0.77 Prob > F = 0.0194 Bảng hausman test so sánh REM FEM Coefficients -| (b) (B) | k1 k2 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -cashflow | -.1488361 -.0522617 -.0965745 0984647 q | -.0146065 -.0169188 0023123 009519 size | -.0006133 003009 -.0036223 00577 DLEV | -.0349919 -.0272938 -.0076981 0162719 -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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.51 Prob>chi2 = 0.0420 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (147) Prob>chi2 = = 3.2e+34 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 108) = Prob > F = 4.017 0.0476 Bảng kết hồi quy FGLS -deltacash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cashflow | 0222315 0093262 -2.38 0.017 -.0405105 -.0039526 q | -.0073033 0024002 -3.04 0.002 -.0120077 -.002599 size | 0027168 0008387 3.24 0.001 001073 0043606 DLEV | 0037546 0078194 0.48 0.061 -.0115712 0190803 _cons | -.0555213 0220457 -2.52 0.012 -.09873 -.0123125 Nhóm Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(148, 409) = 0.83 Prob > F = 0.0102 Bảng hausman test so sánh REM FEM Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | n1 n2 Difference S.E -+ -cashflow | -.1275676 0073546 -.1349222 0933361 q | 0052329 0002569 004976 0095805 size | -.0024266 0003268 -.0027534 0050757 DLEV | 0070848 0121924 -.0051076 0138994 -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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.96 Prob>chi2 = 0.0053 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (149) = Prob>chi2 = 1.5e+32 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 111) = Prob > F = 0.066 0.7978 Bảng kết hồi quy FGLS -deltacash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cashflow | 008815 012951 0.68 0.096 -.0165685 0341984 q | -.0014002 0026773 -0.52 0.001 -.0066476 0038473 size | -.0005014 000725 -0.69 0.489 -.0019224 0009197 DLEV | -.0033107 0081519 -0.41 0.085 -.019288 0126667 _cons | 0169323 0196421 0.86 0.389 -.0215655 05543 Bảng tổng hợp (1) (2) (3) ALL K=1 K=0 -cashflow 0.013* (0.011) q -0.003 (0.002) size 0.001* (0.001) DLEV 0.005* (0.006) _cons -0.031 (0.020) 0.022** (0.009) -0.007*** (0.002) 0.003*** (0.001) 0.004** (0.008) -0.056** (0.022) 0.009* (0.013) -0.001*** (0.003) -0.001 (0.001) 0.003* (0.008) 0.017 (0.020) -N 1122 560 562 adj R-sq BIC rss -(1) (2) (3) ALL K=1 K=0 -cashflow 0.013* 0.022** (0.011) q (0.009) -0.003 -0.007*** (0.002) size (0.002) 0.001* 0.003*** (0.001) DLEV (0.001) 0.005* (0.013) -0.001*** (0.003) -0.001 (0.001) 0.004** (0.006) _cons 0.009* (0.008) -0.031 0.003* (0.008) -0.056** (0.020) (0.022) 0.017 (0.020) -N 1122 560 562 adj R-sq BIC rss Khi lấy sai phân Lần Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(187, 899) = 0.13 Bảng hausman test so sánh REM FEM Prob > F = 0.0000 Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | l1 l2 Difference S.E -+ -DK | 0082912 0069348 0013563 0040162 DBETA | 0208962 0212389 -.0003427 0031643 -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(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.12 Prob>chi2 = 0.0396 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) Prob>chi2 = = 15290.21 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 182) = Prob > F = 211.780 0.0000 Bảng kết hồi quy FGLS -DCoe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -DK | 0068566 DBETA | 0192456 0053429 3.60 0.000 0087737 0297174 _cons | 0256014 0021244 12.05 0.000 0214377 0297652 0054417 1.26 0.008 -.003809 0175221 Lần Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(187, 878) = 0.13 Prob > F = 0.0000 Bảng hausman test so sánh REM FEM hausman m1 m2 Coefficients -| (b) (B) | m1 m2 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -DK | 0068976 0060003 0008973 004125 DBETA | 0223429 022401 -.0000581 0032632 DBM | -.0000213 -.0004287 0003875 0026466 DTurnover | -.0044774 -.0042748 -.0002026 0029748 -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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.07 Prob>chi2 = 0.0094 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) = 5.1e+33 Prob>chi2 = 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 180) = 217.223 Prob > F = 0.0000 Bảng kết hồi quy FGLS -DCoe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -DK | 0065168 0055831 1.17 0.043 -.0044258 0174594 DBETA | 0210736 0053716 3.92 0.000 0105455 0316017 DBM | 0011452 0036303 0.51 0.067 -.005247 0089834 DTurnover | -.0025753 0042347 -0.61 0.543 -.0108752 0057246 _cons | 0257697 0021526 11.97 0.000 0215506 0299888 Lần Bảng F-test so sánh OLS FEM F test that all u_i=0: F(187, 874) = 0.14 Bảng hausman test so sánh REM FEM Prob > F = 0.0000 hausman m1 m2 Coefficients -| (b) (B) | m1 m2 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -DK | 0068976 0060003 0008973 004125 DBETA | 0223429 022401 -.0000581 0032632 DBM | -.0000623 -.0004287 0003875 0026466 DTurnover | -.0044774 -.0042748 -.0002026 0029748 -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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 0.07 Prob>chi2 = 0.0094 Bảng kiểm tra phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) = Prob>chi2 = 5.1e+33 0.0000 Bảng kiểm tra tự tương quan bậc Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 180) = Prob > F = Bảng kết hồi quy FGLS 212.579 0.0000 -DCoe | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -DK | 0062965 0056068 1.12 0.061 -.0046926 0172855 DBETA | 0210727 0053834 3.91 0.000 0105215 0316239 DOprisk | 0095682 0248987 0.38 0.701 -.0392325 0583688 DSize | -.0021989 0027939 -0.79 0.431 -.007675 0032771 DLEV | 0339822 0153613 2.21 0.027 0038745 0640898 DTOpshare | -.0000521 0000891 -0.58 0.559 -.0002268 0001226 DBM | 0034128 0036721 0.37 0.010 -.0058317 0085628 DTurnover | -.0022297 0042409 -0.53 0.059 -.0105417 0060822 _cons | 0256747 0021593 11.89 0.000 0214424 0299069 Bảng tổng hợp kết hồi qui nhóm mẫu ( lấy sai phân) -(1) (2) (3) -DK 0.007*** (0.005) DBETA 0.019*** (0.005) DBM 0.007** (0.006) 0.021*** (0.005) 0.001* (0.004) DTurnover -0.003 (0.004) DOprisk 0.006* (0.006) 0.021*** (0.005) 0.003** (0.004) -0.002* (0.004) 0.010 (0.025) DSize -0.002 (0.003) DLEV 0.034** (0.015) DTOpshare -0.000 (0.000) _cons 0.026*** 0.026*** 0.026*** ... mức rủi ro đạo đức khác Đối với mối quan hệ rủi ro đạo đức cổ đông kiểm sốt chi phí sử dụng vốn cổ phần doanh nghiệp Tác giả trực tiếp kiểm định mối quan hệ rủi ro đạo đức đến chi phí sử dụng vốn. .. DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH Nguyễn Thị Thanh Tuyền ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO ĐẠO ĐỨC CỦA CỔ ĐƠNG KIỂM SỐT ĐẾN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ CHI PHÍ SỬ DỤNG VỐN CỔ PHẦN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP... nghiên cứu ? ?Ảnh hưởng rủi ro đạo đức cổ đơng kiểm sốt đến hạn chế tài chi phí sử dụng vốn cổ phần doanh nghiệp thị trường Việt Nam? ?? cách nghiên cứu số liệu lịch sử giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2017