BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -  - ĐẶNG DUY TÂN TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI 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 THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH -  - ĐẶNG DUY TÂN TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS TS TRẦN NGỌC THƠ TP Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sỹ kinh tế “TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM” công trình nghiên cứu cá nhân hướng dẫn PGS.TS Trần Ngọc Thơ Nguồn liệu sử dụng để phân tích đề tài lấy từ trung tâm liệu Khoa Tài Chính – Đại học Kinh tế Thành Phố Hồ Chí Minh Tôi cam đoan nội dung luận văn độc lập, không chép từ công trình khác Người viết Học viên cao học khóa 24 Trường Đại học Kinh tế Thành Phố Hồ Chí Minh MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng TÓM TẮT CHƯƠNG – GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phương pháp liệu nghiên cứu 1.4 Bố cục luận văn CHƯƠNG – CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .4 2.1 Đầu tư đòn bẩy 2.1.1 Các nghiên cứu nước 2.1.2 Nghiên cứu nước 14 2.2 Đầu tư lợi nhuận .15 2.3 Đầu tư khoản 15 2.4 Đầu tư doanh số 16 2.5 Đầu tư Tobin’Q 16 2.6 Đầu tư dòng tiền tự 16 CHƯƠNG – PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU, MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 20 3.1 Cơ sở liệu .20 3.2 Phương pháp nghiên cứu 20 3.3 Mô hình nghiên cứu biến 22 CHƯƠNG – NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 4.1.Phân tích cho toàn mẫu 27 4.1.1 Thống kê mô tả biến 27 4.1.2.1 Kết hồi quy 27 4.1.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 30 4.2.Phân tích cho trường hợp công ty có hội tăng trưởng cao .34 4.2.1 Thống kê mô tả biến 34 4.2.2 Kết nghiên cứu tác động đòn bẩy lên đầu tư .34 4.2.2.1 Kết hồi quy 34 4.2.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 37 4.2.2 Tóm lượt kết nghiên cứu so với kỳ vọng 40 4.3.Phân tích cho trường hợp công ty có hội tăng trưởng thấp 41 4.3.1 Thống kê mô tả biến 41 4.3.2 Kết nghiên cứu tác động đòn bẩy lên đầu tư .41 4.3.2.1 Kết hồi quy 41 4.3.2.2 Kiểm định giả định hồi quy 44 4.3.2 Tóm lượt kết nghiên cứu so với kỳ vọng 47 4.4 Thảo luận kết nghiên cứu 47 CHƯƠNG – KẾT LUẬN .52 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY STATA .3 DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu trước 18 Bảng 3.1: Bảng tổng hợp biến sử dụng mô hình nghiên cứu giả thiết nghiên cứu 26 Bảng 3.2: Mô tả số công ty số mẫu quan sát từ năm 2007 đến năm 2015 26 Bảng 4.1 Thống kế mô tả liệu nghiên cứu cho toàn mẫu 27 Bảng 4.2 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho toàn mẫu 28 Bảng 4.3 So sánh ước lượng phương pháp GMM 32 Bảng 4.4 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp toàn mẫu .33 Bảng 4.5 Thống kế mô tả liệu nghiên cứu cho trường hợp công ty có hội tăng trưởng cao 34 Bảng 4.6 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho trường hợp công ty có hội tăng trưởng cao 35 Bảng 4.7 Kết ước lượng phương pháp GMM cho công ty tăng trưởng cao 39 Bảng 4.8 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp Công ty có hội tăng trưởng cao 40 Bảng 4.9 Thống kế mô tả liệu nghiên cứu cho trường hợp công ty có hội tăng trưởng thấp 41 Bảng 4.10 Kết ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến đầu tưcho trường hợp công ty có hội tăng trưởng thấp 42 4.11 Kết ước lượng GMM cho công ty tăng trưởng thấp 46 Bảng 4.12 So sánh kết nghiên cứu với kỳ vọng trường hợp công ty có hộităng trưởngthấp 47 TÓM TẮT Nghiên cứu tác động đòn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp sử dụng số liệu công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam khoảng giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2015 Nghiên cứu đóng góp thêm chứng thực nghiệm tác động đòn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp Kết cho thấy mối quan hệ nghịch chiều đòn bẩy tài đầu tư doanh nghiệp, đặc biệt công ty tăng trưởng thấp Kết phù hợp với lý thuyết đòn bẩy có vai trò hạn chế đầu tư mức công ty tăng trưởng thấp Từ khóa: Đòn bẩy tài chính, đầu tư doanh nghiệp, FFM, hội tăng trưởng CHƯƠNG – GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài Quyết định đầu tư định quan trọng hàng đầu doanh nghiệp Mối quan hệ định tài trợ mà cụ thể đòn bẩy với định đầu tư chủ đề nhận nhiều quan tâm, giới học thuật thực hành tài Bản chất mối quan hệ mối quan hệ nội sinh, đòn bẩy định đầu tư có tác động qua lại lẫn Do đó, việc nghiên cứu mối tương quan đòi hỏi kỹ thuật xử lý chặt chẽ mô hình định lượng để đưa ước lượng xác Nghiên cứu tác động đòn bẩy hoạt động đầu tư tiến hành nhiều thị trường, thị trường phát triển Ở Việt Nam có số nghiên cứu đề cập đến vấn đề này, nhiên theo tìm hiểu tác giả, nghiên cứu chưa xử lý triệt để vấn đề nội sinh hai biến này, dẫn đến độ tin cậy thấp ước lượng Ngoài ra, có nghiên cứu đề cập đến mối quan hệ đòn bẩy hoạt động đầu tư với hội tăng trưởng Các nghiên cứu giới cung cấp chứng cho thấy công ty với hội tăng trưởng khác có mối quan hệ khác đòn bẩy hoạt động đầu tư Đây điều đề xuất lý thuyết chi phí đại diện Tác động đòn bẩy lên hoạt động đầu tư ứng với khác biệt hội tăng trưởng dẫn đến vấn đề đầu tư mức đầu tư mức Đây vấn đề nhận quan tâm lớn Việt Nam Do luận văn thực để làm rõ mối quan hệ đòn bẩy tài hoạt động đầu tư công ty hoạt động Việt Nam, để từ giúp nhà quản trị doanh nghiệp đưa định hợp lý, góp phần nâng cao giá trị doanh nghiệp 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu viết kiểm định tác động đòn bẩy tài đến định đầu tư doanh nghiệp xem xét trường hợp công ty niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Cụ thể với mục đích giải câu hỏi sau đây: Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam có chứng minh đòn bẩy tài có tác động đến đầu tư doanh nghiệp hay không? Nếu đòn bẩy tài có tác động đến đầu tư doanh nghiệp tác động theo hướng nào? Ảnh hưởng đòn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp có khác công ty tăng trưởng cao công ty tăng trưởng thấp? Nghiên cứu nhằm cung cấp thêm chứng mối quan hệ đòn bẩy tài định đầu tư khoản thời gian từ năm 2007 đến năm 2015 1.3 Phương pháp liệu nghiên cứu Bài nghiên cứu áp dụng phương pháp nghiên cứu Varouj A Aivazian, Ying Ge, Jiapng Qiu (2005) để kiểm định tác động đòn bẩy tài đến định đầu tư doanh nghiệp Việt Nam Tác giả thực luận văn theo phương pháp nghiên cứu định lượng với hỗ trợ phần mềm Stata Mô hình nghiên cứu sử dụng liệu bảng (data panel) với hai thước đo thay đòn bẩy hồi quy theo ba phương pháp: pooling (hiệu ứng tổng hợp), random effect (hiệu ứng ngẫu nhiên) fixed effect (hiệu ứng cố định) Ðể tìm hiểu xem phương pháp hồi quy phù hợp ba phương pháp trên, tác giả sử dụng hai kiểm định Lagrangian Multiplier (LM test, Breusch Pagan 1980) kiểm định Hausman (Hausman 1978) Nguồn liệu để phân tích báo cáo tài kiểm toán công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HSX) Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) khoản thời gian từ năm 2007 đến năm 2015 Các liệu thu thập chủ yếu từ nguồn liệu Khoa Tài Chính – Đại học Kinh tế TP HCM websitehttp://www.hsx.vn, http://www.hnx.vn, http://vietstock.vn, http://www.fpts.com.vn Các quan sát thiếu số liệu quan sát có số liệu dị biệt tính đại diện bị loại khỏi mẫu Dữ liệu giá thị trường cổ phiếu giá đóng cửa công ty thu thập từ hệ thống sở liệu Sở giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội vào thời điểm giao dịch cuối năm nghiên cứu Công ty chọn mẫu quan sát có liệu từ năm trở lên Sau thu thập liệu, kiểm tra liệu, lọc bỏ liệu dị biệt Nghiên cứu giữ lại công ty có liệu đầy đủ cho tất biến số mà nghiên cứu sử dụng mô hình Mẫu sau nghiên cứu gồm 2593 quan sát từ năm 2007 đến năm 2015 thuộc dạng liệu bảng không cân 1.4 Bố cục luận văn Kết cấu luận văn bao gồm chương: Chương 1: Giới thiệu đề tài, chương tác giả nêu lý chọn đền tài, mục tiêu nghiên cứu, phương pháp phạm vi nghiên cứu Luận văn bố cục Luận văn Chương 2: Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu trước đây, chương tác giả trình bày sở lý thuyết định đầu tư định tài trợ, tổng hợp đúc kết chứng thực nghiệm giới mối quan hệ đòn bẩy tài định đầu tư doanh nghiệp Chương 3: Phương pháp liệu nghiên cứu, phần tác giả trình bày chi tiết phương pháp nghiên cứu, mô hình nghiên cứu, sở liệu, biến độc lập, biến phụ thuộc mô hình Chương 4: Kết nghiên cứu, phần tác giả đưa kết ảnh hưởng đòn bẩy tài đến đầu tư doanh nghiệp theo phương pháp ảnh hưởng cố định (Fixed Effects Model) để đưa kết luận Chương 5: Kết luận, chương tác giả đúc kết lại kết luận nghiên cứu đưa hạn chế đề tài Chính từ hạn chế đề tài dung để làm tiền đề cho hướng nghiên cứu  Mô hình REM Random-effects GLS regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 750 191 R-sq: Obs per group: = avg = max = 3.9 within = 0.0190 between = 0.0112 overall = 0.0301 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) IN Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 0271291 -2.722133 -.0031952 -.0011828 -5.955401 -.0035289 2.401129 0177615 7149127 0047923 0032435 1.925463 0259633 475024 sigma_u sigma_e rho 3.4494676 (fraction of variance due to u_i) Std Err z 1.53 -3.81 -0.67 -0.36 -3.09 -0.14 5.05 P>|z| 0.127 0.000 0.505 0.715 0.002 0.892 0.000 = = 23.05 0.0008 [95% Conf Interval] -.0076829 -4.123337 -.012588 -.0075399 -9.729239 -.0544159 1.470099 0619411 -1.32093 0061975 0051743 -2.181562 0473582 3.332159 Random-effects GLS regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 750 191 R-sq: Obs per group: = avg = max = 3.9 within = 0.0103 between = 0.0043 overall = 0.0121 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) IN Coef Std Err z CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 0342354 -.8503107 -.0014822 -.0022226 -3.405728 0262396 8664701 0178831 9942361 004814 0032977 1.832231 0249295 2395788 sigma_u sigma_e rho 3.4643295 (fraction of variance due to u_i) 1.91 -0.86 -0.31 -0.67 -1.86 1.05 3.62 P>|z| 0.056 0.392 0.758 0.500 0.063 0.293 0.000 = = 9.13 0.1665 [95% Conf Interval] -.0008148 -2.798978 -.0109175 -.008686 -6.996834 -.0226214 3969043 0692856 1.098356 0079531 0042409 1853783 0751005 1.336036  Kiểm định Hausman (lựa chọn REM FEM) hausman fe1 re1 Coefficients (b) (B) fe1 re1 CF LEV1 Q SALE ROA LIQ 0649411 -4.175319 -.0112773 -.000297 -2.662063 0034981 0271291 -2.722133 -.0031952 -.0011828 -5.955401 -.0035289 (b-B) Difference 037812 -1.453185 -.0080821 0008858 3.293337 007027 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0319888 1.351595 0034897 004306 2.703797 0150463 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) = 14.64 Prob>chi2 = 0.0232 Coefficients (b) (B) fe1 re1 CF LEV2 Q SALE ROA LIQ 0643754 -3.029215 -.0116642 -.0005344 -1.01846 0300398 0342354 -.8503107 -.0014822 -.0022226 -3.405728 0262396 (b-B) Difference 03014 -2.178905 -.010182 0016882 2.387267 0038003 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0324901 1.569475 003499 0043079 2.684627 0121439 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) = 15.91 Prob>chi2 = 0.0143  Kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian(lựa chọn Pooled OLS REM) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var IN e u Test: sd = sqrt(Var) 13.33204 11.89883 3.651307 3.449468 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var IN e u Test: sd = sqrt(Var) 13.33204 12.00158 3.651307 3.464329 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000  Phân tích tương quan: IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ 1.0000 0.0749 -0.1144 -0.0233 -0.0101 0.0490 -0.0479 0.0368 1.0000 -0.1232 -0.0949 -0.0087 0.7663 0.1394 0.0094 1.0000 0.3840 -0.1624 -0.0226 -0.4160 -0.3192 1.0000 -0.0529 -0.1337 -0.2255 -0.0570 1.0000 -0.0058 0.0819 0.1595 1.0000 0.0130 -0.0164 1.0000 0.0541 1.0000  Kiểm định tượng đa cộng tuyến: Variable VIF 1/VIF CF SALE LEV1 ROA LIQ Q 2.55 2.49 1.38 1.25 1.14 1.04 0.392271 0.402221 0.725090 0.801553 0.877898 0.958678 Mean VIF 1.64 Variable VIF 1/VIF CF SALE ROA LEV2 Q LIQ 2.54 2.52 1.11 1.08 1.03 1.03 0.394120 0.396289 0.901587 0.925578 0.967643 0.969841 Mean VIF 1.55  Kiểm định tượng tự tương quan: xtserial IN CF LEV1 Q SALE ROA LIQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 109) = 0.359 Prob > F = 0.5500 xtserial IN CF LEV2 Q SALE ROA LIQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 109) = 0.357 Prob > F = 0.5515  Kiểm định tượng phương sai sai số không đổi: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (191) = Prob>chi2 = 1.9e+39 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (191) = Prob>chi2 = 1.7e+37 0.0000  Khắc phục vi phạm giả định hồi quy phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 31 Wald chi2(6) = 111.87 Prob > chi2 = 0.000 IN Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 0053374 -1.673359 0318428 0040134 -4.891276 -.1440078 1.49381 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0172035 8385242 004736 0018577 1.913593 1251983 6156569 z 0.31 -2.00 6.72 2.16 -2.56 -1.15 2.43 P>|z| 0.756 0.046 0.000 0.031 0.011 0.250 0.015 = = = = = 517 147 3.52 [95% Conf Interval] -.0283808 -3.316836 0225605 0003724 -8.641848 -.3893919 2871442 0390556 -.0298814 0411251 0076543 -1.140703 1013762 2.700475 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(LEV1 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(LEV1 SALE) 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(24) = 37.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(24) = 26.17 weakened by many instruments.) -0.93 0.92 Pr > z = Pr > z = 0.352 0.359 Prob > chi2 = 0.042 Prob > chi2 = 0.345 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(10) = 8.59 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 17.58 Prob > iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(22) = 25.14 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.03 Prob > chi2 = chi2 = 0.572 0.227 chi2 = chi2 = 0.290 0.598 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 37 Wald chi2(6) = 100.43 Prob > chi2 = 0.000 IN Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 2116296 -.788452 0593684 -.0015332 -3.233853 9655445 -2.012467 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0679981 1.045295 01528 0010031 1.734051 1221971 2875655 z 3.11 -0.75 3.89 -1.53 -1.86 7.90 -7.00 P>|z| 0.002 0.451 0.000 0.126 0.062 0.000 0.000 = = = = = 750 191 3.93 [95% Conf Interval] 0783557 -2.837192 02942 -.0034991 -6.63253 7260427 -2.576085 3449034 1.260288 0893167 0004328 1648237 1.205046 -1.448849 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.IV GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/8).LEV2 Instruments for levels equation Standard IV _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.LEV2 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(30) = 6.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(30) = 35.32 weakened by many instruments.) -1.19 1.14 Pr > z = Pr > z = 0.234 0.253 Prob > chi2 = 1.000 Prob > chi2 = 0.231 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(23) = 27.96 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 7.36 Prob > iv(IV) Hansen test excluding group: chi2(29) = 35.29 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.03 Prob > chi2 = chi2 = 0.217 0.392 chi2 = chi2 = 0.195 0.865 PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY CHO TRƯỜNG HỢP CÔNG TY CÓ CƠ HỘI TĂNG TRƯỞNG THẤP  Mô hình Pooled OLS Source SS df MS Model Residual 49662.4682 129018.508 1833 8277.07803 70.3865291 Total 178680.976 1839 97.1620315 IN Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 4366707 2065518 -.6469176 -.0057844 -14.1747 3379231 6127142 Source SS Std Err .0168236 1.590244 1.469923 0012107 2.68812 0775521 852735 df t 25.96 0.13 -0.44 -4.78 -5.27 4.36 0.72 51055.3227 127625.653 1833 8509.22046 69.6266521 Total 178680.976 1839 97.1620315 Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 4318517 6.219358 -1.95951 -.0052062 -12.94973 3066282 7711003 P>|t| 0.000 0.897 0.660 0.000 0.000 0.000 0.473 MS Model Residual IN Number of obs F( 6, 1833) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Std Err .016766 1.389938 1.094887 0012084 2.596434 072491 7963065 t 25.76 4.47 -1.79 -4.31 -4.99 4.23 0.97 0.000 0.000 0.074 0.000 0.000 0.000 0.333 1840 117.59 0.0000 0.2779 0.2756 8.3897 [95% Conf Interval] 4036754 -2.912329 -3.529817 -.0081588 -19.4468 1858235 -1.05972 Number of obs F( 6, 1833) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 469666 3.325433 2.235982 -.0034099 -8.902601 4900228 2.285148 = = = = = = 1840 122.21 0.0000 0.2857 0.2834 8.3443 [95% Conf Interval] 3989692 3.49333 -4.106868 -.0075762 -18.04201 1644545 -.7906629 4647342 8.945386 1878469 -.0028362 -7.857451 4488019 2.332864  Mô hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 within = 0.3690 between = 0.0723 overall = 0.2539 corr(u_i, Xb) F(6,1498) Prob > F = -0.3148 = = IN Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 5254842 -11.96534 1.213925 -.0041237 -23.63229 2357384 6.406988 0187652 2.941413 2.451993 0024997 3.767416 0921092 1.381749 sigma_u sigma_e rho 5.6690391 7.5153358 36265662 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 28.00 -4.07 0.50 -1.65 -6.27 2.56 4.64 F(335, 1498) = P>|t| 0.000 0.000 0.621 0.099 0.000 0.011 0.000 146.00 0.0000 [95% Conf Interval] 4886753 -17.73507 -3.595779 -.0090271 -31.02226 0550616 3.69662 2.35 562293 -6.195618 6.023629 0007797 -16.24232 4164152 9.117357 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 within = 0.3621 between = 0.0842 overall = 0.2685 corr(u_i, Xb) F(6,1498) Prob > F = -0.2498 IN Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 52097 -1.007408 -5.388164 -.004019 -21.44232 3272446 4.045602 0188403 2.61194 1.873734 0025143 3.756055 0904098 1.26064 sigma_u sigma_e rho 5.372881 7.5563559 33580402 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 27.65 -0.39 -2.88 -1.60 -5.71 3.62 3.21 F(335, 1498) = P>|t| = = 0.000 0.700 0.004 0.110 0.000 0.000 0.001 2.20 141.71 0.0000 [95% Conf Interval] 4840139 -6.130856 -9.063584 -.0089509 -28.81001 1499013 1.572796 5579261 4.116039 -1.712743 0009129 -14.07464 5045879 6.518409 Prob > F = 0.0000  Mô hình REM Random-effects GLS regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 within = 0.3608 between = 0.0940 overall = 0.2774 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) IN Coef Std Err z CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 4566916 -1.258593 -.4922082 -.0057844 -16.52992 3198155 1.408671 0167435 1.72115 1.575846 0012914 2.844235 0793318 9242838 sigma_u sigma_e rho 2.3168753 7.5153358 08679173 (fraction of variance due to u_i) 27.28 -0.73 -0.31 -4.48 -5.81 4.03 1.52 P>|z| 0.000 0.465 0.755 0.000 0.000 0.000 0.127 = = 776.74 0.0000 [95% Conf Interval] 4238748 -4.631985 -3.580809 -.0083155 -22.10451 1643281 -.4028917 4895083 2.1148 2.596393 -.0032532 -10.95532 475303 3.220234 Random-effects GLS regression Group variable: Country Number of obs Number of groups = = 1840 336 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.5 within = 0.3563 between = 0.1141 overall = 0.2853 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) IN Coef Std Err z CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 4505676 5.17323 -2.314817 -.0054125 -14.73303 319064 1.168018 0167289 1.529565 1.176608 001277 2.739801 074621 8556453 sigma_u sigma_e rho 2.1108628 7.5563559 07238722 (fraction of variance due to u_i) 26.93 3.38 -1.97 -4.24 -5.38 4.28 1.37 P>|z| 0.000 0.001 0.049 0.000 0.000 0.000 0.172 = = 782.47 0.0000 [95% Conf Interval] 4177795 2.175338 -4.620926 -.0079153 -20.10295 1728095 -.5090163 4833557 8.171121 -.0087074 -.0029096 -9.363123 4653185 2.845052  Kiểm định Hausman (lựa chọn REM FEM) Coefficients (b) (B) fe1 re1 CF LEV1 Q SALE ROA LIQ 5254842 -11.96534 1.213925 -.0041237 -23.63229 2357384 4566916 -1.258593 -.4922082 -.0057844 -16.52992 3198155 (b-B) Difference 0687926 -10.70675 1.706133 0016607 -7.102376 -.0840771 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0084727 2.385278 1.878558 0021403 2.470577 0468036 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) = 143.03 Prob>chi2 = 0.0000 Coefficients (b) (B) fe1 re1 CF LEV2 Q SALE ROA LIQ 52097 -1.007408 -5.388164 -.004019 -21.44232 3272446 4505676 5.17323 -2.314817 -.0054125 -14.73303 319064 (b-B) Difference 0704024 -6.180638 -3.073347 0013935 -6.709289 0081806 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .008666 2.11723 1.458243 0021659 2.569327 0510455 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) = 133.84 Prob>chi2 = 0.0000  Kiểm định Breusch-Pagan Lagrangian (lựa chọn Pooled OLS REM) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var IN e u Test: sd = sqrt(Var) 97.16203 56.48027 5.367911 9.85708 7.515336 2.316875 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 154.37 0.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IN[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: Var IN e u Test: sd = sqrt(Var) 97.16203 57.09851 4.455742 9.85708 7.556356 2.110863 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 127.09 0.0000  Phân tích tương quan: IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ IN CF LEV1 LEV2 Q SALE ROA LIQ 1.0000 0.5006 -0.0166 0.1088 -0.0151 0.0882 -0.0276 0.0584 1.0000 -0.0021 0.0099 0.0009 0.3417 0.1291 -0.0506 1.0000 0.4194 0.7628 0.0762 -0.3867 -0.4694 1.0000 0.3178 -0.0640 -0.1878 -0.0406 1.0000 0.0593 -0.2970 -0.3400 1.0000 -0.0059 -0.0021 1.0000 0.1286 1.0000  Kiểm định tượng đa cộng tuyến: Variable VIF 1/VIF LEV1 Q LIQ ROA CF SALE 2.93 2.39 1.30 1.20 1.16 1.14 0.340960 0.417759 0.770783 0.830876 0.861426 0.873545 Mean VIF 1.69 Variable VIF 1/VIF Q CF SALE LIQ LEV2 ROA 1.34 1.17 1.15 1.15 1.15 1.14 0.744839 0.857988 0.867353 0.872642 0.873335 0.880978 Mean VIF 1.18  Kiểm định tượng tự tương quan: Mean VIF 1.18 xtserial IN CF LEV1 Q SALE ROA LIQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 276) = 8.406 Prob > F = 0.0040 xtserial IN CF LEV2 Q SALE ROA LIQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 276) = 8.077 Prob > F = 0.0048  Kiểm định tượng phương sai sai số không đổi: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (336) = Prob>chi2 = 3.8e+37 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (336) = Prob>chi2 = 1.5e+40 0.0000  Khắc phục vi phạm giả định hồi quy phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 45 Wald chi2(6) = 64.55 Prob > chi2 = 0.000 IN Coef CF LEV1 Q SALE ROA LIQ _cons 4550242 -24.33773 22.61085 -.0067946 -16.42706 -.0585939 0758311 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0677705 6.28737 6.874243 0009929 5.623888 1510031 1.539537 z 6.71 -3.87 3.29 -6.84 -2.92 -0.39 0.05 P>|z| 0.000 0.000 0.001 0.000 0.003 0.698 0.961 = = = = = 1451 304 4.77 [95% Conf Interval] 3221965 -36.66075 9.13758 -.0087407 -27.44967 -.3545544 -2.941606 5878519 -12.01471 36.08412 -.0048485 -5.404437 2373667 3.093268 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/2).(LEV1 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.95 -0.66 Pr > z = Pr > z = 0.051 0.508 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.848 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(36) = 28.89 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.28 Prob > chi2 = 0.794 0.870 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(38) = 132.49 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(38) = 29.17 weakened by many instruments.) Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: Country Time variable : Year Number of instruments = 59 Wald chi2(6) = 25.37 Prob > chi2 = 0.000 IN Coef CF LEV2 Q SALE ROA LIQ _cons 682713 9.81724 -6.963431 -.0084552 -26.35479 1.071853 2.012194 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .1492655 6.209332 10.75465 0020027 29.53362 7953546 8.085797 z 4.57 1.58 -0.65 -4.22 -0.89 1.35 0.25 P>|z| 0.000 0.114 0.517 0.000 0.372 0.178 0.803 = = = = = 1451 304 4.77 [95% Conf Interval] 390158 -2.352828 -28.04215 -.0123804 -84.23962 -.4870132 -13.83568 9752679 21.98731 14.11529 -.00453 31.53005 2.63072 17.86006 Instruments for first differences equation Standard D.(IV L.SALE) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/8).(LEV2 SALE) Instruments for levels equation Standard IV L.SALE _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -2.52 -0.44 Pr > z = Pr > z = 0.012 0.659 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.603 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(IV L.SALE) Hansen test excluding group: chi2(50) = 47.46 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.29 Prob > chi2 = 0.576 0.525 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(52) = 139.37 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(52) = 48.75 weakened by many instruments.) ... văn “TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM sử dụng nguồn liệu để phân tích báo cáo tài kiểm toán công ty niêm yết. .. xin cam đoan luận văn thạc sỹ kinh tế “TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM công trình nghiên cứu cá nhân hướng dẫn... CHÍ MINH -  - ĐẶNG DUY TÂN TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201