BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM o0o NGUYỄN THỊ THANH TÚY MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU, QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP – BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM o0o NGUYỄN THỊ THANH TÚY MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU, QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP – 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 2016 LỜI CAM ĐOAN Luận văn với đề tài “Mối quan hệ tính khoản cổ phiếu, quản trị công ty giá trị doanh nghiệp – Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam” thực thông qua việc vận dụng kiến thức học hướng dẫn, góp ý GS.TS Trần Ngọc Thơ Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu tôi, số liệu sử dụng luận văn hoàn toàn trung thực xử lý khách quan Các tham khảo dùng luận văn trích dẫn đầy đủ, rõ ràng Các kết luận văn chưa công bố công trình nghiên cứu TP Hồ Chí Minh, ngày 26 tháng 07 năm 2016 Người thực luận văn NGUYỄN THỊ THANH TÚY MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý thực nghiên cứu 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phương pháp nghiên cứu 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu 1.5 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Khung lý thuyết 2.1.1 Khái niệm quản trị công ty 2.1.2 Lý thuyết đại diện 2.2 Tổng quan nghiên cứu chứng thực nghiệm 10 2.2.1 Mối quan hệ tính khoản cổ phiếu quản trị công ty 10 2.2.2 Mối quan hệ quản trị công ty giá trị doanh nghiệp 16 2.2.3 Mối quan hệ tính khoản cổ phiếu, quản trị công ty giá trị doanh nghiệp 20 CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 25 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 25 3.2 Phương pháp nghiên cứu 26 3.2.1 Mô hình nghiên cứu 26 3.2.2 Mô tả biến 28 3.2.2.1 Biến quản trị công ty (CG) 28 3.2.2.2 Biến giá trị doanh nghiệp (Q) 32 3.2.2.3 Biến đại diện cho tính khoản cổ phiếu 33 3.2.2.4 Tổng tài sản (TA – total assets) 34 3.2.2.5 Doah thu bán hàng (SALES) 35 3.2.2.6 Đòn bẩy tài (LEV - leverage) 35 3.2.2.7 Tỷ suất sinh lợi tích lũy (CRET - cumulative return) 36 3.3 Phát biểu giả thuyết nghiên cứu 37 3.4 Phương pháp nghiên cứu cách thức thực 39 3.4.1 Giới thiệu mô hình SUR 39 3.4.2 Các phương pháp ước lượng mô hình SUR 42 3.4.3 Các bước thực hồi quy 45 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 51 4.1 Phân tích thống kê mô tả 51 4.2 Phân tích tương quan 56 4.3 Kiểm định phù hợp phương pháp nghiên cứu 57 4.4 Lựa chọn mô hình 58 4.4.1 Lựa chọn phương pháp đo lường quản trị công ty 59 4.4.2 Lựa chọn phương pháp đo lường tính khoản cổ phiếu 59 4.5 Phân tích kết nghiên cứu 62 4.5.1 Kết mối quan hệ tính khoản quản trị công ty 62 4.5.2 Kết mối quan hệ quản trị công ty giá trị doanh nghiệp 63 4.5.3 Kết quan hệ tính khoản cổ phiếu, quản trị công ty giá trị doanh nghiệp 64 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 65 5.1 Kết luận 65 5.2 Một số khuyến nghị 67 5.3 Điểm hạn chế luận văn 68 5.3.1 Điểm đề tài 68 5.3.2 Hạn chế liệu 69 5.3.3 Hạn chế xây dựng biến đại diện cho quản trị công ty 70 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu mở rộng đề tài 70 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC   DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT STT Tên viết tắt Tên đầy đủ CEO Chief Executive Officer - Giám đốc điều hành CG Corporate Governance – Quản trị công ty CGI Corporate Govemance Index - Chỉ số điểm quản trị công ty ĐHĐCĐ HĐQT HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HSX Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh IFC International Finance Corporation – Tổ chức Tài Chính Quốc Tế LIQ Liquidity – Thanh khoản cổ phiếu 10 NYSE New York Stock Exchange – Sở chứng khoán New York 11 OECD Organization for economic cooperation and development - Tổ Đại Hội Đồng Cổ Đông Hội đồng quản trị chức hợp tác phát triển kinh tế 12 SUR Seemly Unrelated Regession - Hồi quy không liên quan DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Tóm lược kết nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ tính khoản cổ phiếu, quản trị công ty giá trị doanh nghiệp 21 Bảng 3.1 Tổng hợp tóm tắt mô tả biến sử dụng mô hình 36 Bảng 3.2 Tổng hợp dấu kỳ vọng biến mô hình sở 38 Bảng 4.1 Bảng thống kê mô tả biến sử dụng mô hình 55 Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan cặp biến nghiên cứu 56 Bảng 4.3 Kết kiểm định tính độc lập phần dư hệ phương trình 57 Bảng 4.4 Kết hệ số tương quan hai phần dư 57 Bảng 4.5 Tổng hợp kết ước lượng mô hình theo phương pháp đo lường quản trị công ty 58 Bảng 4.6 Bảng tổng hợp kết hồi quy mô hình 60 TÓM TẮT Dựa nguồn liệu 212 công ty phi tài niêm yết sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HSX) sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) giai đoạn 2009 – 2015, nghiên cứu kế thừa nghiên cứu Wei-Xuan-Li cộng (2012) nhằm thực kiểm định giả thuyết tính khoản có làm cải thiện chất lượng quản trị công ty quản trị công ty tốt có nâng cao giá trị doanh nghiệp Việt Nam hay không, đồng thời tìm xu hướng tác động khoản cổ phiếu, quản trị công ty giá trị doanh nghiệp Kết nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ tích cực tính khoản cổ phiếu với quản trị công ty Bên cạnh đó, kết cho thấy ảnh hưởng tích cực quản trị công ty đến giá trị doanh nghiệp Theo đó, 10% tăng lên khối lượng cổ phiếu giao dịch quản trị công ty gia tăng hiệu 0.428% đến lượt mình, mức độ tăng lên quản trị công ty làm gia tăng 3.79% giá trị doanh nghiệp Đề tài làm sáng tỏ vai trò khoản quản trị công ty giá trị doanh nghiệp khẳng định tầm quan trọng quản trị công ty Từ khóa: Quản trị công ty (corporate governance), khoản (Liquidity), giá trị doanh nghiệp (Tobin’s Q) CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý thực nghiên cứu Việc tăng cường quản trị có vai trò quan trọng doanh nghiệp nào, doanh nghiệp quốc gia có kinh tế Quản trị công ty tốt thúc đẩy lực hoạt động tăng cường khả tiếp cận nguồn vốn bên ngoài, thu hút đầu tư, từ góp phần tích cực vào việc tăng cường giá trị doanh nghiệp Trong xu hướng hội nhập sâu rộng vào kinh tế ASEAN thu hút vốn đầu tư nước ngoài, phủ tiếp tục đẩy mạnh việc thực cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, minh bạch tài chính, nâng cao hiệu quản trị tính cạnh tranh cho doanh nghiệp Vì vậy, quản trị công ty xem chất xúc tác dài hạn để thay đổi tư kinh doanh người Việt Nam, qua đáp ứng tốt đòi hỏi nhà đầu tư nước kinh tế toàn cầu Hầu hết nghiên cứu thay đổi hoạt động quản trị công ty quốc gia có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, giúp cải thiện tính khoản cổ phiếu Theo Jensen Meckling (1976), công ty quản trị tốt có xu hướng hoạt động hiệu cao tạo dòng tiền kỳ vọng cao tương lai Black cộng (2005) cho quản trị công ty yếu tố quan trọng giải thích cho thay đổi giá trị thị trường công ty đại chúng Hàn Quốc Chen cộng (2009) khẳng định quản trị công ty tốt làm giảm chi phí sử dụng vốn, đặc biệt công ty quốc gia có luật bảo vệ cổ đông thiểu số Các tác Chung cộng (2010), Tang Wang (2011), Karmani Ajina (2012) cho thấy mối tương quan dương quản trị công ty tính khoản cổ phiếu thị trường chứng khoán Mỹ, Trung Quốc Pháp Tại Việt Nam, năm 2007, Bộ tài ban hành quy chế quản trị công ty áp dụng mang tính bắt buộc doanh nghiệp niêm yết (IFC1 Ủy ban chứng khoán Nhà Nước, 2010) Đến năm 2012, thông tư 121/2012/TT-BTC quản trị                                                              IFC viết tắt cụm từ International Finance Corporation – Tổ chức Tài Chính Quốc Tế 19 Jensen, M C., 1993 The Modern Industrial Revolution, Exit, and the Failure of Internal Control Systems The Journal of Finance 48, 831–880 20 Kahn, C., Winton, A., 1998 Ownership structure, speculation, and shareholder intervention Journal of Finance 53, 99–129 21 Kaplan, S., Zingales, L., 1997 Do investment-cashflow sensitivities provide useful measures offinancing constraints? Quarterly Journal of Economics 112, 169– 216 22 Klapper, L.F., Love, I., 2004 Corporate governance, investor protection and performance in emerging markets Journal of Corporate Finance 10, 703–728 23 Lang, M., Lins, K.V., Maffett, M., 2012 Transparency, liquidity, and valuation: international evidence on when transparency matters most Journal of Accounting Research 50 (3), 729–774 24 Lesmond, D., Ogden, J., Trzcinka, C., 1999 A new estimate of transaction costs Review of Financial Studies 12, 1113–1141 25 Lipton, M., & Lorsch, J W., 1992 A Modest Proposal for Improved Corporate Governance The Business Lawyer 48(1), 59–77 26 Ma Fuensanta Cutillas Gomariz, Juan Pedro Sánchez Ballesta, 2013 Financial reporting quality, debt maturity and investment efficiency Journal of Banking & Finance 40, 494-506 27 Majdi Karmani, Aymen Ajina., 2012 Market stock liquidity and corporate governance 29th International conference of the French finance association (AFFI) 2012.   28 Mak, Yuen Teen and Kusnadi, Yuanto., 2003 Size Really Matters: Further Evidence on the Negative Relationship Between Board Size and Firm Value Pacific-Basin Financial Journal 13(3), 301-318 29 Marek Gruszcynski, 2006 Corporate governance and financial performance of companies in Poland International Advances in Economic Research 12, 251-259 30 Maug, E., 1998 Large shareholders as monitors: is there a trade-off between liquidity and control? Journal of Finance 53, 65–98 31 McElroy, M B., 1977 Goodness of Fit for Seemingly Unrelated Regressions Journal of Econometrics 6(3), 381-387 32 Sanda, A.U., Mikailu, A.S and Garba, T., 2010 Corporate governance mechanisms and firms’ financial performance in Nigeria Afro-Asian J Finance and Accounting 2, 22–39 33 Tang, K., Wang, C., 2011 Corporate governance andfirm liquidity: evidence from the Chinese stock market Emerging Markets Finance & Trade 47(1), 47–60 34 Thornton, A J, Seemingly Unrelated Regressions Model, Department of Economics, Eastern Michigan University Available from: [28 March 2015] 35 Urbi Garay, Maximiliano Gonzalez., 2008 Corporate governance and firm value: The case of Venezuela International Review 16(3), 194-209 36 Wei-Xuan Lia, Clara Chia-Sheng Chen, Joseph J French, 2012 The relationship between liquidity, corporate governance, andfirm valuation: Evidence from Russia, Emerging Market Review Journal 13, 465-477 37 Yermack, David, 1996 Higher market valuation of companies with a small board of directors Journal of Financial Economics 40(2), 185-211 38 Zahra Abdoli, Bagher Shams Zadeh., 2015 The relationship between Stock Liquidity, Corporate Governance and Firm Value of the Companies Listed in Tehran Stock Exchange International Journal of Management, Accounting & Economics 1, 27-37 39 Zellner, A., 1962 An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests for aggregation bias Journal of the American Statistical Association 57, 348–368 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Một số giả định ước lượng OLS  Tuyến tính tham số: Y  X     Biến giải thích biến ngoại sinh ngặt: E(  |X) = E(X’  ) =  Không có đa cộng tuyến: ρ(X) = K, w.p.1    Phần dư phương sai thay đổi, tự tương quan: V ˆOLS   I n , với In ma trận vuông đơn vị kích thước n Phương sai phần dư phần phương sai Y với điều kiện X Y biến thiên quanh đường hồi quy cho biết kết ước lượng cao Ghi chú: mô hình Y  X  , phần dư  thỏa mãn V   | X   E   T    I n  xem có phân phối spherical1 Phụ lục 2: Các tính chất ước lượng OLS  Tuyến tính không chệch tốt theo Gauss/Markov: ˆOLS   X T X  X T Y 1 Trong trường hợp X ma trận có cột (hồi quy đơn biến) X X T 1 N    xi  Ngược lại, X ma trận NxK (với K số biến i 1 giải thích) mà cột có trung bình XX’ ma trận hiệp phương sai K cột X Vì vậy, X biến thiên nhiều XX T   1 lớn  X ' X  nhỏ, vậy, V ˆOLS nhỏ ước lượng ˆOLS xác                                                              Phân phối Spherical không ràng buộc chặt phân phối chuẩn hóa đặt ràng buộc lên bình phương phần dư tích chéo phần dư; phân phối chuẩn hóa đặt ràng buộc lên tất bật tích product phần dư 1 1 E  ˆOLS     E  X T X  X T X    X T X  X T       1 1  E  X T X  X T     X T X      Phương  sai: s2   X T X  1 (*) không chệch cho ước lượng  1 V ˆOLS  V   | X     X T X     V  ˆOLS   E  ˆOLS    ˆOLS     1   1 1  E  X T X  X T  X  X T X       X T X  X T E    X  X T X  1   X T X  X T In X  X T X  1   X T X  X T X  X T X  1   X T X  1 1 1 1  Duy diễn hợp lí: với giả định phân phối chuẩn hóa sử dụng kiểm định t, F Phụ lục 3: Sự thiên chệch ước lượng OLS trường hợp phương sai phần dư thay đổi Phương sai mô hình OLS:   X T X  s   X T X  1  1  Phương sai mô hình tuyến tính tổng quát : V ˆ | X    X T X    X T X    1 1 ước lượng không chệch V ˆ | X , đó:  Kiểm định t phân phối t kiểm định F không phù hợp  Vì vậy, bỏ qua vấn đề phương sai thay đổi tự tương quan việc sử dụng ˆ V ˆ | X cho kết ước lượng β không chệch   không hiệu suy diễn thống kê không hợp lý Phụ lục 4: Các giả thiết mô hình SUR Dạng hàm biểu thức tổng quát dạng tuyến tính theo tham số: y  X  Thành phần sai số biểu thức tổng quát có giá trị trung bình 0: E ( )  Phân bố sai số biểu thức tổng quát dạng phân bố hình cầu (nonspherical) thỏa mãn giả định sau: a Phương sai sai số biểu thức riêng rẽ không đổi b Phương sai sai số khác biểu thức riêng rẽ c Các sai số biểu thức riêng rẽ tự tương quan d Các sai số biểu thức khác có tương quan đồng thời i Đối với liệu thời gian, sai số biểu thức khác thời điểm có tương quan với Các sai số biểu thức khác thời điểm khác tương quan ii Đối với liệu chéo, sai số biểu thức khác cho đối tượng có tương quan Các sai số biểu thức khác cho đối tượng khác tương quan Các giả định 3a đến 3d dẫn đến ma trận phương sai - hiệp phương sai sai số sau: Cov( )  E ( T )  W     n Thành phần sai số biểu thức tổng quát có phân phối chuẩn:   N Thành phần sai số biểu thức tổng quát tương quan với biến giải thích biểu thức: Cov( ) Phụ lục 5: Tính không chệch ước lượng GLS Để đơn giản, xem  ma trận đối xứng nxn có ma trận C (nxn) không suy biến thỏa mãn: −1 = C’C Đặt Y* = CY, X* = CX, ε* = Cε Khi đó, mô hình ban đầu viết dạng biến đổi Y* = X*β + ε* Bây giờ, kiểm tra lại giả định cho phương trình biến đổi này:  Tuyến tính tham số: Y *  X *   *  Biến giải thích biến ngoại sinh ngặt: E(ε*|X) = CE(ε |X) =  Không có đa cộng tuyến: ρ(X*) = ρ(CX) = K  Phần dư phương sai thay đổi, tự tương quan: V   * | X   E  C C T   CE   T | X  C T  C C T 1   C   1  C T 1 1   C  C T C   C     In Vì mô hình biến đổi thỏa mãn tất giả định bản, theo định lý Gauss – Markov thỏa mãn, ước lượng tuyến tính không chệch tốt mô hình GLS là: ˆgls   X *T X *  X *T Y* 1   1 V ˆgls | X    X *T X *  ˆgls   X *T X *  X *T Y* 1   X T CT CX  X T CT CY 1   X T  1 X  X T  1 Y 1 Phụ lục 6: Kết hồi quy mô hình lnTD – lnVOL - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnTD | lnVOL | -.0428139 0061825 -6.93 0.000 -.0549313 -.0306964 lnTA | 6443096 0077631 83.00 0.000 6290943 659525 LEV | -.0250984 0049832 -5.04 0.000 -.0348653 -.0153315 -+ -Q | lnTD | -.3792349 0124425 -30.48 0.000 -.4036216 -.3548481 lnSALES | 0897241 0115481 7.77 0.000 0670902 112358 CRET | 176574 0377249 4.68 0.000 1026347 2505134 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: lnTD Q Independent variables: lnVOL lnTA LEV lnTD lnSALES CRET Phụ lục 7: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình lnTD – lnVOL – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | TD1 q1 -+ -TD1 | 1.0000 q1 | 0.8365* 1.0000 Phụ lục 8: Kết hồi quy mô hình lnTD – ILQ - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnTD | ILQ | 6859523 2744349 2.50 0.012 1480698 1.223835 lnTA | 6218645 0069502 89.47 0.000 6082424 6354865 LEV | -.022508 0050418 -4.46 0.000 -.0323897 -.0126263 -+ -Q | lnTD | -.378922 012587 -30.10 0.000 -.4035922 -.3542519 lnSALES | 0831022 0116197 7.15 0.000 060328 1058764 CRET | 1838975 0381154 4.82 0.000 1091926 2586023 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: lnTD Q Independent variables: ILQ lnTA LEV lnTD lnSALES CRET Phụ lục 9: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình lnTD – ILQ – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | TD2 q2 -+ -TD2 | 1.0000 q2 | 0.8066* 1.0000 Phụ lục 10: Kết hồi quy mô hình lnTD – PZR - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnTD | PZR | 0621328 0080906 7.68 0.000 0462756 0779901 lnTA | 6260023 0069215 90.44 0.000 6124363 6395682 LEV | -.0228526 0050005 -4.57 0.000 -.0326534 -.0130518 -+ -Q | lnTD | -.3707217 0126209 -29.37 0.000 -.3954581 -.3459852 lnSALES | 0808353 0116089 6.96 0.000 0580823 1035884 CRET | 1795931 0380683 4.72 0.000 1049807 2542056 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: lnTD Q Independent variables: PZR lnTA LEV lnTD lnSALES CRET Phụ lục 11: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình lnTD – PZR – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | TD3 q3 -+ -TD3 | 1.0000 q3 | 0.7916* 1.0000 Phụ lục 12: Kết hồi quy mô hình BOARD – lnVOL - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BOARD | lnVOL | 0184846 0057461 3.22 0.001 0072225 0297467 lnTA | 2593057 0051918 49.95 0.000 24913 2694814 LEV | -.0732502 0046588 -15.72 0.000 -.0823813 -.0641192 -+ -Q | BOARD | 5365203 0111929 47.93 0.000 5145827 5584579 lnSALES | -.128872 0050295 -25.62 0.000 -.1387295 -.1190144 CRET | 3953965 0383622 10.31 0.000 320208 4705851 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: BOARD Q Independent variables: lnVOL lnTA LEV BOARD lnSALES CRET Phụ lục 13: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình BOARD – lnVOL - Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | B1 q1 -+ -B1 | 1.0000 q1 | 0.7601* 1.0000 Phụ lục 14: Kết hồi quy mô hình BOARD – ILQ - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BOARD | ILQ | 1.493704 2536751 5.89 0.000 9965102 1.990898 lnTA | 2730741 0045605 59.88 0.000 2641358 2820125 LEV | -.0736037 004668 -15.77 0.000 -.0827529 -.0644546 -+ -Q | BOARD | 5390199 0112252 48.02 0.000 5170189 5610209 lnSALES | -.1367888 0051015 -26.81 0.000 -.1467875 -.1267901 CRET | 3970067 0385605 10.30 0.000 3214296 4725839 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: BOARD Q Independent variables: ILQ lnTA LEV BOARD lnSALES CRET Phụ lục 15: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình BOARD – ILQ – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | B2 q2 -+ -B2 | 1.0000 q2 | 0.6947* 1.0000 Phụ lục 16: Kết hồi quy mô hình BOARD – PZR - Q Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: -Number of Group variable: Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = Time variable : yr Number of panels = Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = (assumed) Panel type : strongly balanced -| Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -BOARD | PZR | -.0197483 0074584 -2.65 0.008 -.0343664 -.0051302 lnTA | 2676239 0044386 60.29 0.000 2589244 2763234 LEV | -.0744446 0046484 -16.02 0.000 -.0835553 -.0653339 -+ -Q | BOARD | 5374896 0111847 48.06 0.000 515568 5594112 lnSALES | -.1299603 0050015 -25.98 0.000 -.1397631 -.1201576 CRET | 3948737 038352 10.30 0.000 3197051 4700423 -+ -sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) -Dependent variables: BOARD Q Independent variables: PZR lnTA LEV BOARD lnSALES CRET Phụ lục 17: Hệ số tương quan phần dư theo SUR mô hình BOARD – PZR – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%) | B3 q3 -+ -B3 | 1.0000 q3 | 0.6587* 1.0000     Phụ lục 18: Kết hồi quy ba mô hình với biến lnTD esttab MH1 MH2 MH3, se -(1) (2) (3) lnTD lnTD lnTD -lnTD lnVOL -0.0428*** (0.00618) lnTA 0.644*** (0.00776) 0.622*** (0.00695) 0.626*** (0.00692) LEV -0.0251*** (0.00498) -0.0225*** (0.00504) -0.0229*** (0.00500) ILQ 0.686* (0.274) PZR 0.0621*** (0.00809) -Q lnTD -0.379*** -0.379*** -0.371*** (0.0124) (0.0126) (0.0126) lnSALE CRET 0.0897*** (0.0115) 0.0831*** (0.0116) 0.0808*** (0.0116) 0.177*** 0.184*** 0.180*** (0.0377) (0.0381) (0.0381) -N 1481 1481 1481 -Standard errors in parentheses * p