Ảnh hưởng của nợ vay từ ngân hàng và hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ THÙY VI ẢNH HƯỞNG CỦA NỢ VAY NGÂN HÀNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ THÙY VI ẢNH HƯỞNG CỦA NỢ VAY NGÂN HÀNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính–Ngân hàng (Tài chính) Hướng đào tạo: Hướng nghiên cứu Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS Nguyễn Thị Uyên Uyên TP Hồ Chí Minh – 2020 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài “Ảnh hưởng nợ vay từ ngân hàng hiệu hoạt động công ty niêm yết Việt Nam” kết học tập, nghiên cứu độc lập, nghiêm túc dựa hướng dẫn TS Nguyễn Thị Uyên Uyên Kết nghiên cứu trung thực chưa công bố cơng trình nghiên cứu Các số liệu sử dụng Luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng, trích dẫn có tính kế thừa, tổng hợp từ báo cáo, tạp chí, cơng trình nghiên cứu khoa học công bố thư viện điện tử, website có uy tín Tác giả Phạm Thị Thùy Vi MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT ABSTRACT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Kết cấu nghiên cứu CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết nghiên cứu 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn Modigliani Miller 2.1.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn 2.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.4 Lý thuyết chi phí đại diện 10 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước 10 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 17 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 17 3.2 Các mơ hình biến nghiên cứu 19 3.2.1 Mơ hình thứ – Ảnh hưởng nợ vay từ ngân hàng hiệu hoạt động doanh nghiệp 19 3.2.2 Mơ hình thứ hai – Mối quan hệ phi tuyến nợ vay từ ngân hàng giá trị thị trường doanh nghiệp 30 3.3 Phương pháp nghiên cứu 31 3.3.1 Các phương pháp hồi quy 31 3.3.2 Các bước thực 34 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 35 4.1 Thống kê mô tả liệu 35 4.2 Phân tích tương quan 41 4.3 Kết hồi quy phương trình thứ 44 4.4 Kết hồi quy phương trình thứ hai 52 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 61 5.1 Các kết 61 5.2 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 62 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT BD : Tỷ lệ nợ vay từ ngân hàng COVER : Khả toán lãi vay EBIT : Lợi nhuận trước thuế lãi vay FE : Hiệu ứng cố định GROWTH : Tăng trưởng doanh thu HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HSX : Sở giao dịch chứng khoán TP HCM ICR : Tỷ số tốn lãi vay LEV : Địn bẩy tài LIQ : Tính khoản MM : Modigliani Miller RE : Hiệu ứng ngẫu nhiên ROA : Tỷ suất sinh lợi tổng tài sản SIZE : Quy mô doanh nghiệp TOBINQ : Tỷ số Tobin’s Q VIF : Hệ số phóng đại phương sai ZSCORE : Hệ số Z-Score DANH MỤC CÁC BẢNG Nội dung Trang số Bảng 1.1: Tình hình sử dụng nợ vay doanh nghiệp Việt Nam mẫu nghiên cứu Bảng 3.1: Thống kê mẫu liệu theo ngành sàn niêm yết 17 Bảng 3.2: Tổng hợp định nghĩa, cách đo lường kỳ vọng 28 dấu biến nghiên cứu Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến nghiên cứu mẫu đầy 37 đủ Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến nghiên cứu cho mẫu 38 Bảng 4.3: Phân tích tương quan 42 Bảng 4.4: Kết hồi quy mơ hình (3.1) phương pháp 46 OLS gộp, FE RE Bảng 4.5: Kết hồi quy mơ hình (3.1) phương pháp 49 GMM hệ thống Bảng 4.6: Kết hồi quy mơ hình (3.2) phương pháp 53 OLS gộp, FE RE Bảng 4.7: Kết hồi quy mơ hình (3.2) phương pháp 55 GMM hệ thống Bảng 4.8: Kết hồi quy mơ hình (3.2) phương pháp GMM hệ thống cho mẫu 58 TÓM TẮT Nghiên cứu sử dụng bảng liệu không cân từ 329 doanh nghiệp niêm yết phi tài giai đoạn 2010–2019 để phân tích ảnh hưởng nợ vay từ ngân hàng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp Việt Nam Kết thực nghiệm rằng, mức nợ vay ngân hàng sử dụng cấu trúc vốn doanh nghiệp cao gia tăng khả sinh lời cho doanh nghiệp Tuy nhiên, nợ vay từ ngân hàng lại có tương quan âm với giá trị thị trường doanh nghiệp Việt Nam thị trường phản ứng tiêu cực với gia tăng rủi ro tài mà nợ mang lại cho doanh nghiệp Hơn nữa, kết nghiên cứu cho thấy tỷ số Tobin’s Q giảm đáng kể doanh nghiệp gia tăng sử dụng nợ vay từ ngân hàng Tuy nhiên, mối quan hệ phi tuyến Khi tỷ lệ nợ vay ngân hàng đạt gần 54,18% tổng nợ doanh nghiệp, mối quan hệ nợ vay từ ngân hàng với giá trị thị trường doanh nghiệp lại chuyển sang tương quan dương, hàm ý doanh nghiệp tài trợ hoàn toàn nợ vay từ ngân hàng giảm bớt tác động tiêu cực từ thông báo vay nợ việc định giá thị trường Hơn nữa, kết cho thấy mối quan hệ hoàn toàn tương tự doanh nghiệp bị kiệt quệ tài khơng bị kiệt quệ tài Từ khóa: tài trợ nợ; nợ vay ngân hàng; hiệu hoạt động doanh nghiệp ABSTRACT The research uses unbalanced panel data from 329 non-financial listed firms during the period 2010–2019 to investigate the effect of bank debt financing on firm performance in Vietnam The empirical results indicate that higher levels of bank debt may enhance firm profitability However, bank debt is negatively correlated with the firm’s market valuation, as the market may react negatively to any additional debt issuances, anticipating debt overhang problems Moreover, the estimation results suggest that the Tobin’s Q ratio is significantly diminishing as the firm increases its use of bank debt However, this relationship is nonlinear As the bank debt ratio approaches roughly 54,18% of the firm’s total debt, its relationship with market valuations turns to positive These results suggest that fully bankfinanced firms are able to diminish the negative effects of loan announcements on market valuations Furthermore, the results also suggest that this relationship is completely similar for financially distressed and non-distressed firms Keywords: debt financing; bank debt; firm performance CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Tồn đánh đổi lợi bất lợi xuất phát từ phụ thuộc vào nợ vay công chúng thông qua việc phát hành trái phiếu nợ vay ngân hàng (Davydov cộng sự, 2014), chứng thực nghiệm cho thấy tài trợ nợ vay từ ngân hàng cơng ty mang lại tính giám sát hiệu so sánh với tài trợ nợ vay từ công chúng thông qua việc phát hành trái phiếu, nhờ vào việc giải vấn đề lựa chọn bất lợi rủi ro đạo đức tiềm ẩn (Diamond, 1984 1991) Tuy nhiên, tài trợ nợ vay ngân hàng gây vấn đề chèn ép (hold-up problem) xuất phát từ độc quyền thông tin ngân hàng (Rajan, 1992) Ngoài ra, ưu điểm khác nợ vay từ ngân hàng tính dễ dàng tái đàm phán doanh nghiệp (bên vay) rơi vào tình trạng kiệt quệ tài (Chemmanur Fulghieri, 1994; Rajan Winton, 1995) Mặt khác, nợ vay công chúng dạng phát hành trái phiếu giải vấn đề chèn ép lại tỏ thiếu hiệu nợ vay từ ngân hàng mặt tái đàm phán (Gertner Scharfstein, 1991) việc giải vấn đề bất cân xứng thông tin (Leland Pyle, 1977; Johnson, 1997) Các nghiên cứu thực nghiệm trước cho thấy nguồn tài trợ nợ bên ngồi khác ảnh hưởng không đến việc định giá thị trường doanh nghiệp Các ngân hàng, vốn khơng thích rủi ro, áp đặt mức lãi suất cao cho khoản cho vay lồng ghép điều kiện giám sát chặt chẽ, đó, làm giảm linh hoạt quản lý doanh nghiệp; đó, chi phí phát hành trái phiếu cao tạo rào cản đáng kể cho doanh nghiệp việc tham gia thị trường nợ vay từ công chúng Lummer McConnell (1989), Gilson cộng (1990), Easterwood Kadapakkam (1991), cho nợ dạng vay ngân hàng làm gia tăng giá trị doanh nghiệp; gần (Haan Hinloopen, 2003; Shirasu Xu, 2007) đưa nhận định tương tự Mặt khác, Houston James (1996) gợi mở ngân hàng tạo chi phí - LIQUIDITY: Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test BANKDEPEND obs rank sum expected 1076 2214 1952659 3461036 1770558 3643137 combined 3290 5413695 5413695 unadjusted variance adjustment for ties 6.533e+08 adjusted variance 6.533e+08 Ho: LIQUID~Y(BANKDE~D==0) = LIQUID~Y(BANKDE~D==1) z = 7.124 Prob > |z| = 0.0000 - GROWTH: Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test BANKDEPEND obs rank sum expected 984 1977 1430193 2955048 1457304 2927937 combined 2961 4385241 4385241 unadjusted variance adjustment for ties 4.802e+08 adjusted variance 4.802e+08 Ho: GROWTH(BANKDE~D==0) = GROWTH(BANKDE~D==1) z = -1.237 Prob > |z| = 0.2160 - ZSCORE: Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test BANKDEPEND obs rank sum expected 972 2042 1634611 2908994 1465290 3078315 combined 3014 4543605 4543605 unadjusted variance adjustment for ties 4.987e+08 adjusted variance 4.987e+08 Ho: ZSCORE(BANKDE~D==0) = ZSCORE(BANKDE~D==1) z = 7.582 Prob > |z| = 0.0000 Phụ lục 4: Phân tích tương quan: ROA LOGTOB~Q L.BANK~T L.SIZE L.LEVE~E L.COVE~E L.LIQU~Y ROA 1.0000 LOGTOBINQ 0.3986 0.0000 1.0000 L.BANKDEBT 0.0414 0.0456 0.0222 0.2960 1.0000 L.SIZE 0.0273 0.1376 0.1682 0.0000 0.0835 0.0001 1.0000 L.LEVERAGE -0.0875 0.0000 0.0023 0.9041 0.0198 0.3390 0.2550 0.0000 1.0000 L.COVERAGE 0.0887 0.0000 0.1173 0.0000 -0.0236 0.2575 -0.0033 0.8597 -0.1056 0.0000 1.0000 L.LIQUIDITY 0.0063 0.7318 -0.0187 0.3242 -0.0116 0.5752 -0.1390 0.0000 -0.3359 0.0000 0.0818 0.0000 1.0000 L.GROWTH 0.0307 0.1155 0.0279 0.1618 0.0120 0.5878 0.0051 0.7954 -0.0456 0.0194 0.0208 0.2932 0.0344 0.0780 L.ZSCORE 0.2180 0.0000 0.2397 0.0000 -0.0089 0.6819 -0.0968 0.0000 -0.2739 0.0000 0.1187 0.0000 0.6171 0.0000 L.GROWTH L.ZSCORE L.GROWTH 1.0000 L.ZSCORE 0.0213 0.2942 1.0000 Phụ lục 5: Hồi quy ROA - Theo Pooled OLS: Source SS df MS Model Residual 1.14698682 13.2424428 1,891 163855261 007002878 Total 14.3894296 1,898 007581364 Std Err 1,899 23.40 0.0000 0.0797 0.0763 08368 Coef BANKDEBT L1 .0159451 0068672 2.32 0.020 002477 0294133 SIZE L1 .0029441 0031597 0.93 0.352 -.0032527 009141 LEVERAGE L1 -.0363303 0125989 -2.88 0.004 -.0610395 -.0116211 COVERAGE L1 3.65e-06 9.76e-07 3.74 0.000 1.73e-06 5.56e-06 LIQUIDITY L1 -.0124839 0019888 -6.28 0.000 -.0163844 -.0085834 GROWTH L1 .0087651 0034047 2.57 0.010 0020877 0154426 ZSCORE L1 .0060166 0005582 10.78 0.000 0049218 0071115 _cons 0722762 0375289 1.93 0.054 -.0013261 1458785 Variable LIQUIDITY L1 ZSCORE L1 LEVERAGE L1 SIZE L1 COVERAGE L1 GROWTH L1 BANKDEBT L1 Mean VIF P>|t| = = = = = = ROA - Đa cộng tuyến: t Number of obs F(7, 1891) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE [95% Conf Interval] - Phương sai thay đổi VIF 1/VIF 1.45 0.690718 1.29 0.774532 1.23 0.811300 1.05 0.952640 1.02 0.982095 1.01 0.989817 1.01 0.991468 1.15 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ROA chi2(1) Prob > chi2 = = 1972.95 0.0000 - Theo Hiệu ứng cố định (FE): Fixed-effects (within) regression Group variable: CODE1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0225 between = 0.0003 overall = 0.0057 corr(u_i, Xb) = = 1,899 323 = avg = max = 5.9 = = 5.15 0.0000 F(7,1569) Prob > F = -0.1613 ROA Coef Std Err BANKDEBT L1 .0169468 0064032 SIZE L1 -.0257725 LEVERAGE L1 t P>|t| [95% Conf Interval] 2.65 0.008 0043872 0295065 009312 -2.77 0.006 -.0440378 -.0075073 -.0035385 0170767 -0.21 0.836 -.0370342 0299571 COVERAGE L1 5.99e-07 7.57e-07 0.79 0.429 -8.86e-07 2.08e-06 LIQUIDITY L1 -.0035699 0022569 -1.58 0.114 -.0079967 0008569 GROWTH L1 .011653 0026309 4.43 0.000 0064926 0168134 ZSCORE L1 .0009771 0005376 1.82 0.069 -.0000774 0020316 _cons 4053558 1099439 3.69 0.000 1897033 6210083 sigma_u sigma_e rho 07151379 05778699 60497862 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(322, 1569) = 7.44 - 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 (323) = Prob>chi2 = 21050.18 0.0000 Prob > F = 0.0000 - Theo Hiệu ứng ngẫu nhiên (RE): Random-effects GLS regression Group variable: CODE1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0164 between = 0.0912 overall = 0.0636 corr(u_i, X) = = 1,899 323 = avg = max = 5.9 = = 46.80 0.0000 Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) ROA Coef Std Err BANKDEBT L1 .0146567 0060893 SIZE L1 -.002107 LEVERAGE L1 z P>|z| [95% Conf Interval] 2.41 0.016 0027218 0265916 0051342 -0.41 0.682 -.0121699 0079558 -.0223196 0143997 -1.55 0.121 -.0505424 0059032 COVERAGE L1 1.33e-06 7.49e-07 1.78 0.075 -1.35e-07 2.80e-06 LIQUIDITY L1 -.0062738 0020115 -3.12 0.002 -.0102163 -.0023312 GROWTH L1 .0100097 0025731 3.89 0.000 0049664 015053 ZSCORE L1 .0021022 0004981 4.22 0.000 0011259 0030786 _cons 1316711 0605831 2.17 0.030 0129305 2504118 sigma_u sigma_e rho 05938241 05778699 51361386 (fraction of variance due to u_i) - Phương sai thay đổi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[CODE1,t] = Xb + u[CODE1] + e[CODE1,t] Estimated results: Var ROA e u Test: sd = sqrt(Var) 0075814 0033393 0035263 087071 057787 0593824 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1201.08 0.0000 - Kiểm định tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 280) = 67.665 Prob > F = 0.0000 - Kiểm định Hausmann: (b) fe BANKDEBT L1 SIZE L1 LEVERAGE L1 COVERAGE L1 LIQUIDITY L1 GROWTH L1 ZSCORE L1 (B) re (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0169468 0146567 0022901 00198 -.0257725 -.002107 -.0236655 0077687 -.0035385 -.0223196 0187811 0091796 5.99e-07 1.33e-06 -7.34e-07 1.12e-07 -.0035699 -.0062738 0027039 0010233 011653 0100097 0016433 0005481 0009771 0021022 -.0011252 0002022 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(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 43.04 Prob>chi2 = 0.0000 - Theo GMM: Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: CODE1 Time variable : YEAR Number of instruments = 57 F(7, 322) = 17.21 Prob > F = 0.000 ROA Coef BANKDEBT L1 .0888386 SIZE L1 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err = = = = = 1899 323 5.88 t P>|t| [95% Conf Interval] 0238216 3.73 0.000 041973 1357042 -.0345486 0164823 -2.10 0.037 -.0669751 -.002122 LEVERAGE L1 .2937238 0522824 5.62 0.000 1908656 396582 COVERAGE L1 -8.64e-06 7.94e-06 -1.09 0.277 -.0000243 6.97e-06 LIQUIDITY L1 .022527 0031065 7.25 0.000 0164155 0286385 GROWTH L1 .0070684 002602 2.72 0.007 0019494 0121875 ZSCORE L1 .0030168 0020867 1.45 0.149 -.0010886 0071222 _cons 3131813 1986402 1.58 0.116 -.0776152 7039777 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.GROWTH L.ZSCORE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(L3.BANKDEBT L3.SIZE) Instruments for levels equation Standard L.GROWTH L.ZSCORE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L3.BANKDEBT L3.SIZE) 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 overid restrictions: chi2(49) = 58.28 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(49) = 39.27 weakened by many instruments.) -3.50 -1.53 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.126 Prob > chi2 = 0.171 Prob > chi2 = 0.839 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(37) = 28.57 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(12) = 10.70 Prob > iv(L.GROWTH L.ZSCORE) Hansen test excluding group: chi2(47) = 38.77 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.49 Prob > chi2 = chi2 = 0.838 0.555 chi2 = chi2 = 0.798 0.781 Phụ lục 6: Hồi quy LogTOBINQ - Theo Pooled OLS: Source SS df MS Model Residual 5.70278375 36.9140243 1,890 712847968 01953123 Total 42.6168081 1,898 022453534 Std Err 1,899 36.50 0.0000 0.1338 0.1301 13975 Coef BANKDEBT L1 .0361569 0622808 0.58 0.562 -.0859894 1583032 BANKDEBT2 L1 -.0278431 0553016 -0.50 0.615 -.1363017 0806155 SIZE L1 .0431823 0053126 8.13 0.000 0327632 0536015 LEVERAGE L1 -.0337179 02129 -1.58 0.113 -.0754722 0080364 COVERAGE L1 7.33e-06 1.63e-06 4.50 0.000 4.13e-06 0000105 LIQUIDITY L1 -.0301546 0033215 -9.08 0.000 -.0366687 -.0236404 GROWTH L1 .0146712 0056906 2.58 0.010 0035107 0258318 ZSCORE L1 .0120108 0009325 12.88 0.000 0101819 0138396 _cons -.5221 0626968 -8.33 0.000 -.6450623 -.3991377 Variable BANKDEBT L1 BANKDEBT2 L1 LIQUIDITY L1 ZSCORE L1 LEVERAGE L1 SIZE L1 COVERAGE L1 GROWTH L1 Mean VIF P>|t| = = = = = = LOGTOBINQ - Đa cộng tuyến: t Number of obs F(8, 1890) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE [95% Conf Interval] - Phương sai thay đổi VIF 1/VIF 29.75 0.033619 29.69 0.033680 1.45 0.690685 1.29 0.774204 1.26 0.792409 1.06 0.939850 1.02 0.982055 1.01 0.988228 8.32 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of LOGTOBINQ chi2(1) Prob > chi2 = = 1816.63 0.0000 - Theo Hiệu ứng cố định (FE) Fixed-effects (within) regression Group variable: CODE1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0705 between = 0.1008 overall = 0.1043 corr(u_i, Xb) = = 1,899 323 = avg = max = 5.9 = = 14.86 0.0000 F(8,1568) Prob > F = 0.0901 LOGTOBINQ Coef Std Err t P>|t| BANKDEBT L1 -.0254218 0468423 -0.54 0.587 -.1173019 0664583 BANKDEBT2 L1 .0384307 0417067 0.92 0.357 -.043376 1202375 SIZE L1 .0419689 0132916 3.16 0.002 0158978 06804 LEVERAGE L1 .0210542 0243889 0.86 0.388 -.0267842 0688925 COVERAGE L1 -5.65e-07 1.08e-06 -0.52 0.601 -2.69e-06 1.56e-06 LIQUIDITY L1 -.0112124 0032211 -3.48 0.001 -.0175306 -.0048943 GROWTH L1 .0153169 0037556 4.08 0.000 0079504 0226833 ZSCORE L1 .0069538 0007673 9.06 0.000 0054487 0084589 _cons -.5407711 1570552 -3.44 0.001 -.8488313 -.2327108 sigma_u sigma_e rho 135907 08247632 73084604 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(322, 1568) = 11.98 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (323) = Prob>chi2 = 5.7e+08 0.0000 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 - Theo Hiệu ứng ngẫu nhiên (RE) Random-effects GLS regression Group variable: CODE1 Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0690 between = 0.1165 overall = 0.1108 corr(u_i, X) = = 1,899 323 = avg = max = 5.9 = = 158.01 0.0000 Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) LOGTOBINQ Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] BANKDEBT L1 -.0255622 0461078 -0.55 0.579 -.1159318 0648073 BANKDEBT2 L1 .0359849 0410884 0.88 0.381 -.044547 1165167 SIZE L1 .0491766 0089478 5.50 0.000 0316392 0667139 LEVERAGE L1 .0059469 0221411 0.27 0.788 -.0374488 0493426 COVERAGE L1 2.46e-07 1.08e-06 0.23 0.819 -1.86e-06 2.36e-06 LIQUIDITY L1 -.0156446 0030224 -5.18 0.000 -.0215684 -.0097208 GROWTH L1 .0140875 003708 3.80 0.000 00682 021355 ZSCORE L1 .0075667 0007364 10.28 0.000 0061234 00901 _cons -.6137836 1055753 -5.81 0.000 -.8207074 -.4068598 sigma_u sigma_e rho 12212483 08247632 68677071 (fraction of variance due to u_i) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LOGTOBINQ[CODE1,t] = Xb + u[CODE1] + e[CODE1,t] Estimated results: Var LOGTOBINQ e u Test: sd = sqrt(Var) 0224535 0068023 0149145 149845 0824763 1221248 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1401.48 0.0000 - Kiểm định tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 280) = 48.293 Prob > F = 0.0000 - Kiểm định Hausmann: BANKDEBT L1 BANKDEBT2 L1 SIZE L1 LEVERAGE L1 COVERAGE L1 LIQUIDITY L1 GROWTH L1 ZSCORE L1 (b) fe (B) re (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0254218 -.0255622 0001404 0082627 0384307 0359849 0024458 0071547 0419689 0491766 -.0072077 0098286 0210542 0059469 0151073 010227 -5.65e-07 2.46e-07 -8.11e-07 9.38e-08 -.0112124 -.0156446 0044322 0011139 0153169 0140875 0012294 0005959 0069538 0075667 -.0006129 0002157 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 29.01 Prob>chi2 = 0.0001 - Theo GMM: Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: CODE1 Time variable : YEAR Number of instruments = 131 F(8, 299) = 7.54 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err t P>|t| = = = = = 1335 300 4.45 LOGTOBINQ Coef [95% Conf Interval] BANKDEBT L1 -.5026841 2498043 -2.01 0.045 -.9942814 -.0110869 BANKDEBT2 L1 .4638212 2218937 2.09 0.037 0271499 9004925 SIZE L1 .0958202 0570886 1.68 0.094 -.0165262 2081666 LEVERAGE L1 .1112487 1588365 0.70 0.484 -.2013303 4238278 COVERAGE L1 1.71e-06 8.51e-06 0.20 0.841 -.000015 0000185 LIQUIDITY L1 -.0586768 0182764 -3.21 0.001 -.0946434 -.0227102 GROWTH L1 .0367278 0138377 2.65 0.008 0094961 0639594 ZSCORE L1 .0350866 0119171 2.94 0.003 0116346 0585387 _cons -1.16358 6326932 -1.84 0.067 -2.408676 0815158 Instruments for first differences equation Standard D.(L4.LIQUIDITY L4.ZSCORE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(L.BANKDEBT L3.BANKDEBT2 L3.LEVERAGE L3.COVERAGE L4.GROWTH) Instruments for levels equation Standard L4.LIQUIDITY L4.ZSCORE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.BANKDEBT L3.BANKDEBT2 L3.LEVERAGE L3.COVERAGE L4.GROWTH) 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 overid restrictions: chi2(122) = 246.26 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(122) = 138.70 weakened by many instruments.) -2.73 -0.01 Pr > z = Pr > z = 0.006 0.994 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.143 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(94) = 109.56 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(28) = 29.14 Prob > iv(L4.LIQUIDITY L4.ZSCORE) Hansen test excluding group: chi2(120) = 133.18 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 5.52 Prob > chi2 = chi2 = 0.130 0.405 chi2 = chi2 = 0.194 0.063 Phụ lục 7: Hồi quy LogTOBINQ phương pháp GMM hệ thống cho mẫu - Doanh nghiệp bị kiệt quệ tài Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: CODE1 Time variable : YEAR Number of instruments = 46 F(8, 90) = 4.83 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 342 91 3.76 LOGTOBINQ Coef [95% Conf Interval] BANKDEBT L1 -.1501929 0566986 -2.65 0.010 -.2628346 -.0375511 BANKDEBT2 L1 .1410574 0502247 2.81 0.006 0412773 2408376 SIZE L1 .0165629 0107767 1.54 0.128 -.0048468 0379726 LEVERAGE L1 .0443851 0200213 2.22 0.029 0046093 0841608 COVERAGE L1 -.0000443 0001637 -0.27 0.787 -.0003695 0002808 LIQUIDITY L1 -.0042322 0021299 -1.99 0.050 -.0084635 -8.45e-07 GROWTH L1 .0091087 0041566 2.19 0.031 0008509 0173665 ZSCORE L1 -.0128681 005851 -2.20 0.030 -.0244921 -.0012441 _cons -.2367271 1264204 -1.87 0.064 -.4878834 0144292 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.LIQUIDITY L.ZSCORE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).L.BANKDEBT Instruments for levels equation Standard L.LIQUIDITY L.ZSCORE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.BANKDEBT 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 overid restrictions: chi2(37) = 95.89 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(37) = 33.07 weakened by many instruments.) -1.20 -0.53 Pr > z = Pr > z = 0.231 0.597 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.654 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(29) = 30.15 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 2.93 Prob > iv(L.LIQUIDITY L.ZSCORE) Hansen test excluding group: chi2(35) = 31.87 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.20 Prob > chi2 = chi2 = 0.407 0.939 chi2 = chi2 = 0.620 0.548 - Doanh nghiệp không bị kiệt quệ tài Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: CODE1 Time variable : YEAR Number of instruments = 46 F(8, 170) = 7.91 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 608 171 3.56 LOGTOBINQ Coef [95% Conf Interval] BANKDEBT L1 -.758018 3168997 -2.39 0.018 -1.383583 -.1324527 BANKDEBT2 L1 .7405681 3088614 2.40 0.018 1308706 1.350266 SIZE L1 .0443572 0369338 1.20 0.231 -.0285506 1172651 LEVERAGE L1 -.2261319 1030472 -2.19 0.030 -.4295488 -.0227149 COVERAGE L1 -3.72e-06 2.42e-06 -1.54 0.126 -8.50e-06 1.06e-06 LIQUIDITY L1 -.0623455 0110486 -5.64 0.000 -.0841556 -.0405354 GROWTH L1 -.0518463 0201961 -2.57 0.011 -.0917138 -.0119787 ZSCORE L1 .0140804 0019846 7.09 0.000 0101628 017998 _cons -.3658805 438064 -0.84 0.405 -1.230626 4988653 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.LIQUIDITY L2.ZSCORE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).L.BANKDEBT Instruments for levels equation Standard L.LIQUIDITY L2.ZSCORE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.BANKDEBT 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 overid restrictions: chi2(37) = 99.07 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(37) = 45.11 weakened by many instruments.) -1.08 -0.92 Pr > z = Pr > z = 0.280 0.357 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.169 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(29) = 35.17 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 9.95 Prob > iv(L.LIQUIDITY L2.ZSCORE) Hansen test excluding group: chi2(35) = 44.24 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.88 Prob > chi2 = chi2 = 0.199 0.269 chi2 = chi2 = 0.136 0.645 ... DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ THÙY VI ẢNH HƯỞNG CỦA NỢ VAY NGÂN HÀNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính? ?Ngân hàng. .. tối ưu nợ vay từ công chúng nợ vay từ ngân hàng cấu trúc vốn doanh nghiệp chưa làm sáng tỏ thỏa đáng Với việc xác định mức độ nợ vay ngân hàng số cụ thể (tỷ lệ nợ vay từ ngân hàng tổng nợ vay) ,... hệ parabol) mức độ nợ vay ngân hàng giá trị thị trường doanh nghiệp Việt Nam Thứ ba, phân tích ảnh hưởng nợ vay từ ngân hàng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp Việt Nam bối cảnh doanh nghiệp bị