BỘ TÀI CHÍNH TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH - MARKETING    NGUYỄN THỊ TUYẾT NGÂN CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH XÂY DỰNG NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TP.HCM, tháng 07 năm 2015 BỘ TÀI CHÍNH TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH - MARKETING    NGUYỄN THỊ TUYẾT NGÂN CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH XÂY DỰNG NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS Lê Thị Lanh TP.HCM, tháng 07 năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan nội dung, số liệu, kết nêu luận văn trung thực chưa công bố công trình khác TP Hồ Chí Minh, ngày… tháng… năm… Học viên Nguyễn Thị Tuyết Ngân LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Thầy, Cô Khoa Sau Đại học – Trường Đại học Tài – Marketing truyền đạt cho kiến thức vô quý báu suốt trình học tập Đặc biệt, xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến PGS TS Lê Thị Lanh tận tình hướng dẫn, góp ý để thực tốt luận văn Cuối cùng, xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, bạn bè động viên, hỗ trợ cho nhiều trình hoàn thành luận văn Học viên Nguyễn Thị Tuyết Ngân NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN    TP.HCM, ngày tháng năm i MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài 11 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 12 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 12 1.4 Phương pháp nghiên cứu 12 1.5 Ý nghĩa khoa học ý nghĩa thực tiễn 13 1.6 Bố cục nghiên cứu 13 Kết luận Chương 1: 13 CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 14 2.1 Lý thuyết cấu trúc vốn doanh nghiệp 14 2.1.1 Khái niệm cấu trúc vốn cấu trúc vốn tối ưu 14 2.1.1.1 Cấu trúc vốn 14 2.1.1.2 Cấu trúc vốn tối ưu 14 2.1.2 Các lý thuyết cấu trúc vốn doanh nghiệp 14 2.1.2.1 Lý thuyết cấu trúc vốn Modigligani Miller (Lý thuyết M&M) 14 2.1.2.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn 16 2.1.2.3 Lý thuyết trật tự phân hạng 18 2.1.2.4 Lý thuyết đại diện 19 2.1.2.5 Lý thuyết tín hiệu 21 2.2 Các nghiên cứu trước cấu trúc vốn doanh nghiệp 22 2.2.1 Một số mô hình nghiên cứu giới 22 2.2.2 Một số mô hình nghiên cứu nước 26 Kết luận Chương 2: 36 CHƯƠNG 3: THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 37 3.1 Mô tả liệu 37 3.1.1 Biến phụ thuộc 37 3.1.1.1 Tỷ lệ tổng nợ tổng tài sản (TD) 37 3.1.1.2 Tỷ lệ nợ ngắn hạn tổng tài sản (TSTD) 37 3.1.1.3 Tỷ lệ nợ dài hạn tổng tài sản (TLTD) 37 3.1.2 Biến độc lập 38 3.1.2.1 Tài sản cố định hữu hình (TANG) 38 3.1.2.2 Lợi nhuận (PROF) 38 ii 3.1.2.3 Tăng trưởng (GROWTH) 38 3.1.2.4 Quy mô công ty (SIZE) 38 3.2 Giả thuyết nghiên cứu 40 3.2.1 Tương quan cấu trúc vốn tài sản cố định hữu hình 40 3.2.2 Tương quan cấu trúc vốn lợi nhuận 40 3.2.3 Tương quan cấu trúc vốn tăng trưởng 40 3.2.4 Tương quan cấu trúc vốn quy mô công ty 41 3.2.5 Tương quan cấu trúc vốn chắn thuế phi nợ 41 3.3 Mô hình nghiên cứu 43 3.4 Phương pháp nghiên cứu 45 3.4.1 Thống kê mô tả 45 3.4.2 Phân tích tương quan 45 3.4.3 Hồi quy theo phương pháp ước lượng cố định (Fixed effects), ước lượng ngẫu nhiên (Random effects) Dynamic-IV GMM 45 Kết luận Chương 3: 47 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 48 4.1 Thống kê mô tả 48 4.1.1 Biến phụ thuộc 48 4.1.2 Biến độc lập 49 4.2 Phân tích tương quan 50 4.3 Kiểm định Hausman để lựa chọn ước lượng ngẫu nhiên hay ước lượng cố định 51 4.4 Kiểm định đa cộng tuyến 51 4.5 Kiểm định tượng phương sai thay đổi 52 4.6 Kiểm định tượng tự tương quan 53 4.7 Kiểm định Sargan Hansen tính hợp lý số lượng biến công cụ 54 4.8 Kiểm định Arellano-Bond tượng tự tương quan 56 4.9 Phân tích kết hồi quy 57 4.8.1 Phân tích hệ số hồi quy mô hình 62 4.8.1.1 Mô hình biến phụ thuộc TD 62 4.8.1.2 Mô hình biến phụ thuộc TSTD 62 4.8.1.3 Mô hình biến phụ thuộc TLTD 63 4.8.2 Thảo luận tác động yếu tố đến cấu trúc vốn 64 Kết luận Chương 4: 70 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 71 iii 5.1 Tóm tắt lại kết nghiên cứu 71 5.2 Gợi ý sách 73 5.2.1 Đối với doanh nghiệp ngành xây dựng 73 5.2.1.1 Nâng cao hiệu sử dụng tài sản cố định hữu hình 73 5.2.1.2 Nâng cao hiệu hoạt động phát triển quy mô doanh nghiệp 74 5.2.1.3 Cải thiện chất lượng nợ doanh nghiệp 74 5.2.1.4 Xây dựng cấu vốn hợp lý 75 5.2.1.5 Đa dạng hóa kênh huy động vốn dài hạn 76 5.2.2 Đối với Nhà nước quan chức 77 5.2.2.1 Hoàn thiện hệ thống pháp luật, chế sách 77 5.2.2.2 Các giải pháp hỗ trợ thị trường tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp 79 5.3 Hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu 80 Kết luận Chương 5: 81 iv DANH MỤC BẢNG BIỂU VÀ HÌNH VẼ DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt chiều hướng tác động yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn theo dự báo lý thuyết 12 Bảng 2.2: Tóm tắt chiều hướng tác động yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn theo nghiên cứu giới cấu trúc vốn 15 Bảng 2.3: Diễn giải biến độc lập kỳ vọng nghiên cứu Trương Đông Lộc Võ Kiều Trang (2008) 17 Bảng 2.4: Bảng tóm tắt yếu tố ảnh hưởng đến việc hoạch định cấu trúc vốn nhà quản trị tài nghiên cứu Tiến sĩ Lê Đạt Chí (2013) 21 Bảng 2.5: Tóm tắt chiều hướng tác động yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn theo nghiên cứu nước cấu trúc vốn 23 Bảng 3.1: Mô tả nguồn liệu biến mô hình nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam 29 Bảng 3.2: Tóm tắt giả thuyết mối tương quan đòn bẩy tài yếu tố tác động đến đòn bẩy tài 33 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mô hình 38 Bảng 4.2: Kết ma trận tương quan biến 40 Bảng 4.3: Kết kiểm định Hausman 41 Bảng 4.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai 42 Bảng 4.5: Kết kiểm tra phương sai thay đổi 43 Bảng 4.6: Kết kiểm tra tự tương quan 44 Bảng 4.7: Kết kiểm định Sargan Hansen tính hợp lý số lượng biến công cụ45 Bảng 4.8: Kết kiểm tra Arellano-Bond tượng tự tương quan 46 Bảng 4.9: Kết hồi quy mô hình TD theo phương pháp 48 Bảng 4.10: Kết hồi quy mô hình TSTD theo phương pháp 49 Bảng 4.11: Kết hồi quy mô hình TLTD theo phương pháp 50 v DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 2.1: Mô hình tổng quát yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc hiệu tài Đoàn Ngọc Phi Anh (2010) 19 PHỤ LỤC 3: MA TRẬN TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN corr tang size prof growth ndts (obs=539) tang tang size prof growth ndts 1.0000 -0.1201 0.1084 0.0171 0.3319 size prof growth ndts 1.0000 -0.0632 1.0000 0.1268 0.1139 1.0000 -0.1726 0.1614 -0.0495 1.0000 PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HAUSMAN 4.1 Mô hình biến phụ thuộc TD xtreg td tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.0561 between = 0.0229 overall = 0.0278 corr(u_i, Xb) F(5,457) Prob > F = -0.0610 td Coef tang size prof growth ndts _cons -.0328388 0531947 0554985 0227401 -.4366836 0574797 0431058 0162599 0731885 0094346 1641102 192465 sigma_u sigma_e rho 14981391 0714177 81482867 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = -0.76 3.27 0.76 2.41 -2.66 0.30 F(76, 457) = 0.447 0.001 0.449 0.016 0.008 0.765 5.44 0.0001 [95% Conf Interval] -.1175489 0212412 -.0883292 0041995 -.7591878 -.3207465 25.11 0518713 0851482 1993261 0412807 -.1141794 4357058 Prob > F = 0.0000 est store fixed xtreg td tang size prof growth ndts, re Random-effects GLS regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.0518 between = 0.0526 overall = 0.0524 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 td Coef z tang size prof growth ndts _cons -.0208435 0502004 -.0502838 0226378 -.4273535 0963715 0432465 0144646 0746834 009801 1649234 1718897 sigma_u sigma_e rho 11270498 0714177 71350241 (fraction of variance due to u_i) -0.48 3.47 -0.67 2.31 -2.59 0.56 P>|z| 0.630 0.001 0.501 0.021 0.010 0.575 = = 29.14 0.0000 [95% Conf Interval] -.1056051 0218503 -.1966606 0034281 -.7505975 -.240526 063918 0785505 096093 0418474 -.1041096 4332691 est store rem hausman fixed rem Coefficients (b) (B) fixed rem tang size prof growth ndts -.0328388 0531947 0554985 0227401 -.4366836 -.0208435 0502004 -.0502838 0226378 -.4273535 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0119952 0029943 1057823 0001024 -.00933 007427 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = -47.24 chi2 model fitted on these data fails to meet the asymptotic assumptions of the Hausman test; see suest for a generalized test PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HAUSMAN 4.2 Mô hình biến phụ thuộc TSTD xtreg tstd tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.0339 between = 0.0999 overall = 0.0776 corr(u_i, Xb) F(5,457) Prob > F = 0.1327 tstd Coef tang size prof growth ndts _cons -.2170578 -.0338891 0215523 -.0006931 -.1989839 9787263 sigma_u sigma_e rho 15313663 09929587 70400714 F test that all u_i=0: Std Err .0599323 0226071 1017579 0131175 2281712 2675944 t P>|t| -3.62 -1.50 0.21 -0.05 -0.87 3.66 0.000 0.135 0.832 0.958 0.384 0.000 = = 3.21 0.0074 [95% Conf Interval] -.3348348 -.0783158 -.1784191 -.0264711 -.6473788 4528581 -.0992808 0105376 2215236 0250849 249411 1.504594 (fraction of variance due to u_i) F(76, 457) = 15.11 Prob > F = 0.0000 est store fixed xtreg tstd tang size prof growth ndts, re Random-effects GLS regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.0327 between = 0.1279 overall = 0.0944 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 tstd Coef z tang size prof growth ndts _cons -.2492685 -.0372975 -.0625051 -.0002728 -.2089823 1.026652 057585 0186885 0999341 0131858 2197065 2220058 sigma_u sigma_e rho 13504383 09929587 64907846 (fraction of variance due to u_i) -4.33 -2.00 -0.63 -0.02 -0.95 4.62 P>|z| 0.000 0.046 0.532 0.983 0.342 0.000 = = 24.07 0.0002 [95% Conf Interval] -.362133 -.0739263 -.2583724 -.0261166 -.6395992 5915281 -.1364039 -.0006687 1333622 0255709 2216345 1.461775 est store rem hausman fixed rem Coefficients (b) (B) fixed rem tang size prof growth ndts -.2170578 -.0338891 0215523 -.0006931 -.1989839 -.2492685 -.0372975 -.0625051 -.0002728 -.2089823 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0322107 0034084 0840574 -.0004203 0099984 0166085 0127208 0191789 0615723 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 35.43 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HAUSMAN 4.3 Mô hình biến phụ thuộc TLTD xtreg tltd tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.1054 between = 0.1995 overall = 0.1721 corr(u_i, Xb) F(5,457) Prob > F = 0.0182 tltd Coef tang size prof growth ndts _cons 1716414 1021697 -.0534663 0258697 -.3167356 -1.0923 0499562 018844 0848197 010934 1901909 223052 sigma_u sigma_e rho 11327208 08276755 65192539 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(76, 457) = t P>|t| = = 3.44 5.42 -0.63 2.37 -1.67 -4.90 0.001 0.000 0.529 0.018 0.097 0.000 10.77 0.0000 [95% Conf Interval] 0734691 065138 -.2201514 0043826 -.6904928 -1.530635 11.69 2698138 1392013 1132187 0473568 0570216 -.6539657 Prob > F = 0.0000 est store fixed xtreg tltd tang size prof growth ndts, re Random-effects GLS regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: Obs per group: = avg = max = 7.0 within = 0.1026 between = 0.2383 overall = 0.1971 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 tltd Coef tang size prof growth ndts _cons 2254407 0958908 -.112219 0253121 -.282571 -1.022123 0473275 0149448 08252 010946 1806516 1775062 z sigma_u sigma_e rho 09992117 08276755 59307473 (fraction of variance due to u_i) 4.76 6.42 -1.36 2.31 -1.56 -5.76 P>|z| 0.000 0.000 0.174 0.021 0.118 0.000 = = 76.38 0.0000 [95% Conf Interval] 1326804 0665996 -.2739553 0038584 -.6366415 -1.370029 3182009 125182 0495172 0467658 0714996 -.6742177 est store rem hausman fixed rem Coefficients (b) (B) fixed rem tang size prof growth ndts 1716414 1021697 -.0534663 0258697 -.3167356 2254407 0958908 -.112219 0253121 -.282571 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0537992 0062788 0587527 0005577 -.0341647 0159915 0114783 0196172 0594777 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.52 Prob>chi2 = 0.0036 (V_b-V_B is not positive definite) PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN THEO NHÂN TỬ PHÓNG ĐẠI PHƯƠNG SAI collin tang size prof growth ndts (obs=539) Collinearity Diagnostics SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -tang 1.13 1.06 0.8817 0.1183 size 1.05 1.03 0.9490 0.0510 prof 1.05 1.02 0.9540 0.0460 growth 1.04 1.02 0.9654 0.0346 ndts 1.17 1.08 0.8549 0.1451 -Mean VIF 1.09 Cond Eigenval Index 3.8637 1.0000 0.8050 2.1908 0.5146 2.7402 0.4572 2.9070 0.3586 3.2826 0.0010 62.4124 Condition Number 62.4124 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.8045 PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI THEO WHITE (1980) 6.1 Mô hình biến phụ thuộc TD reg td tang size prof growth ndts, robust Linear regression Number of obs F( 5, 533) Prob > F R-squared Root MSE td Coef tang size prof growth ndts _cons 059158 0467565 -1.070423 0329325 -.1633115 1698042 Robust Std Err t 0570927 0136053 1641055 020295 2091283 1633939 P>|t| 1.04 3.44 -6.52 1.62 -0.78 1.04 0.301 0.001 0.000 0.105 0.435 0.299 imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(20) = Prob > chi2 = 88.06 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 88.06 63.51 0.09 20 0.0000 0.0000 0.7616 Total 151.67 26 0.0000 = 539 = 15.57 = 0.0000 = 0.1757 = 15044 [95% Conf Interval] -.0529962 0200299 -1.392796 -.0069356 -.5741283 -.1511708 1713123 0734832 -.7480503 0728006 2475053 4907793 PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI THEO WHITE (1980) 6.2 Mô hình biến phụ thuộc TSTD reg tstd tang size prof growth ndts, robust Linear regression Number of obs F( 5, 533) Prob > F R-squared Root MSE tstd Coef tang size prof growth ndts _cons -.4245948 -.0448724 -.6671052 0096535 1138399 1.155301 Robust Std Err t 0723714 0146351 1498484 0193549 2377055 1746013 P>|t| -5.87 -3.07 -4.45 0.50 0.48 6.62 0.000 0.002 0.000 0.618 0.632 0.000 imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(20) = Prob > chi2 = 56.98 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 56.98 29.47 6.00 20 0.0000 0.0000 0.0143 Total 92.45 26 0.0000 = 539 = 13.08 = 0.0000 = 0.1291 = 17231 [95% Conf Interval] -.5667629 -.073622 -.961471 -.0283676 -.3531145 8123099 -.2824267 -.0161229 -.3727394 0476747 5807944 1.498292 PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI THEO WHITE (1980) 6.3 Mô hình biến phụ thuộc TLTD reg tltd tang size prof growth ndts, robust Linear regression Number of obs F( 5, 533) Prob > F R-squared Root MSE tltd Coef tang size prof growth ndts _cons 4416302 092297 -.4305731 0273415 -.2991212 -.9881061 Robust Std Err t 0581371 0102656 1004638 0199698 1623328 1205663 P>|t| 7.60 8.99 -4.29 1.37 -1.84 -8.20 0.000 0.000 0.000 0.172 0.066 0.000 imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(20) = Prob > chi2 = 54.72 0.0000 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 54.72 79.86 13.82 20 0.0000 0.0000 0.0002 Total 148.40 26 0.0000 = 539 = 34.94 = 0.0000 = 0.2334 = 1315 [95% Conf Interval] 3274243 0721311 -.6279267 -.0118877 -.6180117 -1.22495 5558361 1124629 -.2332195 0665706 0197693 -.7512627 PHỤ LỤC 7: KIỂM ĐỊNH HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN THEO WOOLDRIDGE (2000) xtserial td tang size prof growth ndts Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 76) = 50.947 Prob > F = 0.0000 xtserial tstd tang size prof growth ndts Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 76) = 67.584 Prob > F = 0.0000 xtserial tltd tang size prof growth ndts Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 76) = 1.644 Prob > F = 0.2037 PHỤ LỤC 8: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO FEM (Fixed effects) 8.1 Mô hình biến phụ thuộc TD xtreg td tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: within = 0.0561 between = 0.0229 overall = 0.0278 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, Xb) = -0.0610 F(5,457) Prob > F td Coef tang size prof growth ndts _cons -.0328388 0531947 0554985 0227401 -.4366836 0574797 0431058 0162599 0731885 0094346 1641102 192465 sigma_u sigma_e rho 14981391 0714177 81482867 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(76, 457) = t -0.76 3.27 0.76 2.41 -2.66 0.30 25.11 P>|t| = = 0.447 0.001 0.449 0.016 0.008 0.765 5.44 0.0001 [95% Conf Interval] -.1175489 0212412 -.0883292 0041995 -.7591878 -.3207465 0518713 0851482 1993261 0412807 -.1141794 4357058 Prob > F = 0.0000 PHỤ LỤC 8: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO FEM (Fixed effects) 8.2 Mô hình biến phụ thuộc TSTD xtreg tstd tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: within = 0.0339 between = 0.0999 overall = 0.0776 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, Xb) = 0.1327 F(5,457) Prob > F tstd Coef tang size prof growth ndts _cons -.2170578 -.0338891 0215523 -.0006931 -.1989839 9787263 0599323 0226071 1017579 0131175 2281712 2675944 sigma_u sigma_e rho 15313663 09929587 70400714 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(76, 457) = t -3.62 -1.50 0.21 -0.05 -0.87 3.66 15.11 P>|t| = = 0.000 0.135 0.832 0.958 0.384 0.000 3.21 0.0074 [95% Conf Interval] -.3348348 -.0783158 -.1784191 -.0264711 -.6473788 4528581 -.0992808 0105376 2215236 0250849 249411 1.504594 Prob > F = 0.0000 PHỤ LỤC 8: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO FEM (Fixed effects) 8.3 Mô hình biến phụ thuộc TLTD xtreg tltd tang size prof growth ndts, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: company Number of obs Number of groups = = 539 77 R-sq: within = 0.1054 between = 0.1995 overall = 0.1721 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, Xb) = 0.0182 F(5,457) Prob > F tltd Coef tang size prof growth ndts _cons 1716414 1021697 -.0534663 0258697 -.3167356 -1.0923 0499562 018844 0848197 010934 1901909 223052 sigma_u sigma_e rho 11327208 08276755 65192539 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(76, 457) = t 3.44 5.42 -0.63 2.37 -1.67 -4.90 11.69 P>|t| = = 0.001 0.000 0.529 0.018 0.097 0.000 10.77 0.0000 [95% Conf Interval] 0734691 065138 -.2201514 0043826 -.6904928 -1.530635 2698138 1392013 1132187 0473568 0570216 -.6539657 Prob > F = 0.0000 PHỤ LỤC 9: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO PHƯƠNG PHÁP DYNAMIC-IV GMM 9.1 Mô hình biến phụ thuộc TD xtabond2 td l.td tang size prof growth ndts , gmm (l.td tang growth ndts, lag(1 1)) iv(l.td l.tang l.growth l.ndts) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 48 Wald chi2(6) = 1008.93 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max td Coef Robust Std Err td L1 .71863 0369108 tang size prof growth ndts _cons 0281348 -.0187638 -.6615909 064215 -.3473268 4385449 0462316 0209431 1966545 0166465 0714914 2503309 z = = = = = 462 77 6.00 P>|z| [95% Conf Interval] 19.47 0.000 6462861 7909738 0.61 -0.90 -3.36 3.86 -4.86 1.75 0.543 0.370 0.001 0.000 0.000 0.080 -.0624775 -.0598115 -1.047027 0315884 -.4874473 -.0520946 1187471 0222838 -.2761551 0968416 -.2072063 9291845 Instruments for first differences equation Standard D.(L.td L.tang L.growth L.ndts) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.td tang growth ndts) Instruments for levels equation Standard L.td L.tang L.growth L.ndts _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.td tang growth ndts) Kết kiểm định Arellano-Bond Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.47 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.62 Pr > z = 0.106 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(41) = 63.58 Prob > chi2 = 0.013 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(41) = 54.04 Prob > chi2 = 0.083 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(18) = 28.17 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(23) = 25.87 Prob > iv(L.td L.tang L.growth L.ndts) Hansen test excluding group: chi2(37) = 45.12 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 8.92 Prob > chi2 = 0.060 chi2 = 0.307 chi2 = 0.169 chi2 = 0.063 Kết kiểm định Sargan Hansen PHỤ LỤC 9: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO PHƯƠNG PHÁP DYNAMIC-IV GMM 9.2 Mô hình biến phụ thuộc TSTD xtabond2 tstd l.tstd tang size prof growth ndts , gmm ( tang growth ndts, lag(1 1)) iv( l.tang l.growth l.ndts) robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 37 Wald chi2(6) = 79.64 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 462 77 6.00 Robust Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 6818246 1303391 5.23 0.000 4263647 9372845 -.1296754 -.0154724 -.3939954 -.0131551 0591718 3890316 0728854 0272047 2374857 0225879 1547738 35168 -1.78 -0.57 -1.66 -0.58 0.38 1.11 0.075 0.570 0.097 0.560 0.702 0.269 -.2725282 -.0687926 -.8594589 -.0574265 -.2441792 -.3002486 0131775 0378479 0714681 0311164 3625228 1.078312 tstd Coef tstd L1 tang size prof growth ndts _cons Instruments for first differences equation Standard D.(L.tang L.growth L.ndts) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(tang growth ndts) Instruments for levels equation Standard L.tang L.growth L.ndts _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(tang growth ndts) Kết kiểm định Arellano-Bond Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.96 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.02 Pr > z = 0.983 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(30) = 66.44 Prob > chi2 = 0.000 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(30) = 34.17 Prob > chi2 = 0.274 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(12) = 24.51 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(18) = 9.66 Prob > iv(L.tang L.growth L.ndts) Hansen test excluding group: chi2(27) = 33.11 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.07 Prob > chi2 = 0.017 chi2 = 0.942 chi2 = 0.194 chi2 = 0.785 Kết kiểm định Sargan Hansen PHỤ LỤC 9: KẾT QUẢ HỒI QUY THEO PHƯƠNG PHÁP DYNAMIC-IV GMM 9.3 Mô hình biến phụ thuộc TLTD xtabond2 tltd l.tltd tang size prof growth ndts , gmm ( l.tltd tang growth ndts, lag(1 1)) iv( l.tltd l.tang l.growth l.ndts) ro > bust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: company Time variable : year Number of instruments = 48 Wald chi2(6) = 134.39 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 462 77 6.00 Robust Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 4703984 0942689 4.99 0.000 2856348 655162 2144216 0269129 -.7791426 0765039 -.362371 -.2396168 0639289 0294789 3497026 0177564 1757565 3461254 3.35 0.91 -2.23 4.31 -2.06 -0.69 0.001 0.361 0.026 0.000 0.039 0.489 0891234 -.0308646 -1.464547 0417019 -.7068475 -.91801 3397199 0846904 -.0937381 1113059 -.0178946 4387765 tltd Coef tltd L1 tang size prof growth ndts _cons Instruments for first differences equation Standard D.(L.tltd L.tang L.growth L.ndts) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.tltd tang growth ndts) Instruments for levels equation Standard L.tltd L.tang L.growth L.ndts _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.tltd tang growth ndts) Kết kiểm định Arellano-Bond Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.35 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.10 Pr > z = 0.917 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(41) = 88.89 Prob > chi2 = 0.000 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(41) = 49.07 Prob > chi2 = 0.181 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(18) = 13.70 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(23) = 35.37 Prob > iv(L.tltd L.tang L.growth L.ndts) Hansen test excluding group: chi2(37) = 42.35 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 6.72 Prob > chi2 = 0.749 chi2 = 0.048 chi2 = 0.251 chi2 = 0.152 Kết kiểm định Sargan Hansen [...]... đề 2 tài Các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu của đề tài Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 2014 Đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến cấu trúc vốn Đề xuất... công tác quản trị tài chính nhằm lựa chọn một cấu trúc vốn phù hợp với tình hình thực tế của doanh nghiệp 1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn tại 77 doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam (31 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HOSE và 46 doanh nghiệp niêm yết trên sàn HNX) Phạm vi nghiên cứu: Về không gian:... trợ của phần mềm Stata11 để đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến cấu trúc vốn Đây là một giải pháp khá hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong trường hợp mô hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh Nghiên cứu này được thực hiện nhằm trả lời các câu hỏi: Những yếu tố nào ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán. .. thị trường chứng khoán Việt Nam và mức độ ảnh hưởng ra sao? 3 Những gợi ý nào để có thể xây dựng cấu trúc vốn tối ưu cho các doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam? 1.5 Ý nghĩa khoa học và ý nghĩa thực tiễn Đề tài đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến cấu trúc vốn ngành xây dựng Từ đó giúp nhà quản trị có những bằng chứng thực nghiệm để xem xét lại công tác... - - Lý thuyết tín hiệu - - - Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các lý thuyết về cấu trúc vốn của doanh nghiệp 2.2 Các nghiên cứu trước đây về cấu trúc vốn của doanh nghiệp 2.2.1 Một số mô hình nghiên cứu trên thế giới Nurul Syuhada Baharuddin, Zaleha Khamis, Wan Mansor Wan Mahmood và Hussian Dollah (2011) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của 22 công ty xây dựng niêm yết trên thị trường Bursa,... được những hạn chế nói trên, thông qua đó vừa xác định được các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính, vừa phân tích được sự tác động của cấu trúc tài chính và hiệu quả hoạt động kinh doanh đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp 19 Hình 2.1: Mô hình tổng quát các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc và hiệu quả tài chính của Đoàn Ngọc Phi Anh (2010) Nguồn: Các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính và hiệu... ánh các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính Trong các nghiên cứu tiếp theo nên gia tăng thêm thời gian nghiên cứu để tăng thêm độ tin cậy và bổ sung thêm các biến quan trọng khác để phản ánh khách quan hơn các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài chính của doanh nghiệp Lê Đạt Chí (2013) kiểm định những yếu tố giữ vai trò quan trọng trong quyết định cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên thị trường. .. của các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn theo các nghiên cứu trong nước về cấu trúc vốn Tên nghiên cứu Lý thuyết áp dụng Tên biến Chiều hướng tác động TD - Các yếu tố ảnh hưởng - Lý thuyết trật tự - Quy mô công ty + đến cấu trúc vốn của phân hạng - Ngành nghề công ty + các công ty cổ phần đang hoạt động niêm yết trên thị trường - Số lượng thành viên hội chứng khoán Việt Nam đồng quản trị của Trương... 2012, ngành xây dựng chịu ảnh hưởng nặng nề bởi khủng hoảng kinh tế Sang năm 2013 - 2014 là giai đoạn Bộ Xây dựng tập trung cao độ cho việc nâng cao chất lượng công trình và hiệu quả sử dụng vốn Trong bối cảnh như vậy, việc xác định cấu trúc vốn hợp lý là vô cùng cấp thiết Với mục tiêu xác định những yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán. .. ở mức 10% Các biến còn lại GROWTH, LIQ, STOCK, TANG và UNIQ không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10% Do đó, còn lại 3 yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp bao gồm: PROFIT, SIZE và TAX Đây chính là các yếu tố cốt lõi của mô hình hồi quy Mô hình cốt lõi đã giải thích được 71.51% sự ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP HCM ... Những yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam mức độ ảnh hưởng sao? Những gợi ý để xây dựng cấu trúc vốn tối ưu cho doanh nghiệp ngành. .. CHÍNH TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH - MARKETING    NGUYỄN THỊ TUYẾT NGÂN CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH XÂY DỰNG NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT... dựng niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài Xác định yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết thị trường chứng