BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ KIM ĐÍNH TÁC ĐỘNG CỦA THÔNG TIN BÁO CÁO TÀI CHÍNH ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS BÙI KIM YẾN Tp Hồ Chí Minh – Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu tôi, có hỗ trợ từ cô hướng dẫn người cảm ơn Các nội dung nghiên cứu kết đề tài trung thực TPHCM, ngày tháng năm 2016 Tác giả Nguyễn Thị Kim Đính MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục Lục Danh mục các chữ viết tắt Danh mục các bảng CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU LUẬN VĂN THẠC SĨ 1.1 Sự cần thiết khách quan đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ THÔNG TIN TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH VÀ GIÁ CỦA CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN 2.1 Thông tin Báo cáo tài 2.1.1 Báo cáo tài công ty Niêm yết 2.1.2 Nghĩa vụ công bố thông tin báo cáo tài công ty niêm yết 2.1.3 Tác động thông tin BCTC đến giá cổ phiếu: 14 2.2 Giá cổ phiếu 16 2.2.1 Các loại giá cổ phiếu 16 2.2.2 Sự giao động giá chứng khoán 17 2.2.3 Tổng quan mô hình Ohlson – Ohlson Model 18 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG TÁC ĐỘNG CỦA THÔNG TIN BÁO CÁO TÀI CHÍNH ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 32 3.1 Tình hình chung thị trường chứng khoán Việt Nam 32 3.1.1 Tổng quan thị trường chứng khoán Việt Nam 32 3.1.2 Quy mô thị trường 33 3.1.3 Khối lượng giá trị giao dịch 34 3.1.4 Giá trị vốn hóa thị trường 36 3.1.5 Tính đầu thị trường chứng khoán Việt Nam 37 3.2 Thực trạng thông tin BCTC tác động đến giá cổ phiếu TTCK Việt Nam 39 CHƯƠNG 4: ỨNG DỤNG MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU OHLSON ĐỂ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THÔNG TIN BCTC ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU 47 4.1 Thu thập xử lý liệu 47 4.2 Phương pháp nghiên cứu 47 4.3 Kiểm định mô hình Ohlson thị trường chứng khoán Việt Nam 48 4.3.1 Mô hình kinh tế lượng 48 4.3.2 Kết nghiên cứu 50 CHƯƠNG 5: KIẾN NGHỊ VÀ GIẢI PHÁP NÂNG CAO CHẤT LƯỢNG THÔNG TIN BCTC 68 5.1 Giải pháp dành cho công ty niêm yết 68 5.2 Giải pháp dành cho việc sử dụng thông tin BCTC nhà đầu tư 68 5.3 Kiến nghị với nhà quản lý thị trường, ủy ban chứng khoán 71 KẾT LUẬN 73 DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT BCTC : Báo cáo tài chính CĐTK: Bảng cân đối tài khoản CBTT: Công bố thông tin DN: Doanh nghiệp ĐHCĐ: Đại hội cổ đông NĐT: Nhà đầu tư OM: mô hình ohlson GDCK: Giao dịch chứng khoán UBCK: Ủy ban chứng khoán TTTC: Thông tin tài chính TTCK: Thị trường chứng khoán VN: Việt Nam DANH MỤC BIỂU BẢNG, HÌNH Bảng 2.1: Thống kê mức giải thích giá cổ phiếu mô hình Ohlson tại các thị trường khác giới Bảng 3.1: Quy mô cổ phiếu niêm yết hai sàn qua các năm từ 2000 đến 2014 Bảng 3.2: Khối lượng và giá trị giao dịch hai sàn từ năm 2000 đến 2014 Hình 3.1: Giá trị vốn hóa thị trường từ năm 2004-2014 Hình 3.2: Diễn biến chỉ số VNindex qua các năm từ năm 2000 đến năm 2014 Bảng 4.1: Kết thống kê mô tả Bảng 4.2: Kết tương quan các biến Bảng 4.3: Kết kiểm định VIF cho các biến mô hình Bảng 4.4: Kết kiểm định VIF cho các biến mô hình Bảng 4.5: Kết kiểm định VIF cho các biến mô hình Bảng 4.6: Kết kiểm định VIF cho các biến mô hình Bảng 4.7: Kết kiểm định VIF cho các biến mô hình Bảng 4.8: Kết hồi quy mô hình (1) Bảng 4.9: Kết lựa chọn phương pháp OLS và Fixed Effect Bảng 4.10: Kết lựa chọn phương pháp Fixed Effect và Random Effect Bảng 4.11: Kết kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình Bảng 4.12 Kết hồi quy mô hình (2) Bảng 4.13: Kết lựa chọn phương pháp OLS và Fixed Effect Bảng 4.14: Kết lựa chọn phương pháp Fixed Effect và Random Effect Bảng 4.15: Kết kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình Bảng 4.16 Kết hồi quy mô hình (3) Bảng 4.17: Kết lựa chọn phương pháp OLS và Fixed Effect Bảng 4.18: Kết lựa chọn phương pháp Fixed Effect và Random Effect Bảng 4.19: Kết kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình (3) Bảng 4.20 Kết hồi quy mô hình (4) Bảng 4.21: Kết lựa chọn phương pháp OLS và Fixed Effect Bảng 4.22: Kết lựa chọn phương pháp Fixed Effect và Random Effect Bảng 4.23: Kết kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình (4) Bảng 4.24 Kết hồi quy mô hình (5) Bảng 4.25: Kết lựa chọn phương pháp OLS và Fixed Effect Bảng 4.26: Kết lựa chọn phương pháp Fixed Effect và Random Effect Bảng 4.27: Kết kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình (5) Bảng 4.28 Kết hồi quy mô hình theo GLS Bảng 4.29 Kết hồi quy mô hình theo GLS CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU LUẬN VĂN THẠC SĨ 1.1 Sự cần thiết khách quan đề tài Trong bối cảnh Thị Trường Chứng Khoán (TTCK) Việt Nam hiện nay, kể từ sau Việt Nam gia nhập WTO – thời điểm kinh tế chuyển mình mạnh mẽ theo hướng hội nhập – chứng kiến biến động đa dạng Trong tất biến chuyển đó, từ lĩnh vực xuất nhập khẩu, cổ phần hóa, thị trường bất động sản, thị trường chứng khoán, các chính sách tỷ giá và lãi suất…càng ngày càng nhận thấy rõ vai trò đầu tư tài chính với tư cách vừa là động lực, vừa là thách thức Sự thụ hưởng từ phát triển và suy thoái kinh tế Việc thị trường chứng khoán tăng giá cực mạnh vào cuối năm 2006 và sốt thị trường bất động sản vào cuối năm 2007 gây nhiều luồng nhận định khác giá trị các tài sản đầu tư này Trong chuyển biến mạnh thị trường, nhiều nhà đầu tư bỏ qua cảnh báo các chuyên gia phân tích giá trị cổ phiếu, chí cho không có giá trị ảo, chỉ có giá trị thật giao dịch thị trường, và phân tích giá trị cổ phiếu chỉ là lý thuyết xa rời thực tế Hiện nay, các tổ chức và nhà đầu tư cá nhân đặt câu hỏi là nào nên tham gia vào thị trường? nào thoái vốn? Những câu hỏi này là mối quan tâm không chỉ đối với nhà đầu tư cá nhân đầu tư nghiệp dư mà các phận phân tích các quỹ đầu tư với thông tin dồi dào, các nhân viên chuyên nghiệp lúng túng Để hiểu hoạt động thị trường vốn, hầu hết các nhà đầu tư dựa vào liệu các báo cáo tài (BCTC) Một nguồn thông tin cung cấp các công ty niêm yết là thông tin tài chính (TTTC) Các nhà đầu tư và các cổ đông khác dựa vào các TTTC để đánh giá các kế hoạch, hoạt động, giá trị các doanh nghiệp Nếu thông tin cung cấp các công ty đáng tin cậy, kịp thời, trung thực và hoàn toàn đủ điều kiện thì việc định các nhà đầu tư có thể có hiệu nhiều Đứng góc độ người nghiên cứu tài chính, đặt câu hỏi: thông tin BCTC có ảnh hưởng nào đến giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam? Việc nâng cao chất lượng TTTC có thể giúp các nhà đầu tư, các nhà phân tích tài chính, người môi giới chứng khoán và người sử dụng khác có định đầu tư, giao dịch chứng khoán cách hợp lý hay không? Giải pháp gì để nâng cao vai trò TTTC đến giá trị cổ phiếu? Đó chính là lý chọn đề tài: “ Tác động thông tin báo cáo tài chính đến giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam” để nghiên cứu luận văn này 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Đứng góc độ người nghiên cứu tài chính, luận văn đặt các câu hỏi nghiên cứu sau: + Những thông tin có từ BCTC có tác động tích cực đến giá cổ phiếu các công ty niêm yết TTCK Việt Nam? + Việc nâng cao chất lượng thông tin BCTC có thể giúp các nhà đầu tư, các nhà phân tích tài chính, người môi giới chứng khoán và người sử dụng khác có định đầu tư, giao dịch chứng khoán cách hợp lý, phù hợp với kỳ hạn mong muốn mình hay không? + Có thể có giải pháp nào để giúp nâng cao vai trò thông tin BCTC đến với nhà đầu tư? Trên sở đó, mục tiêu đề tài là làm rõ thông tin các BCTC có tác động tích cực đến giá các công ty niêm yết TTCK Việt Nam hay không? Từ đó đưa giải pháp nâng cao chất lượng thông tin BCTC để có thể giúp các nhà đầu tư, các nhà phân tích tài chính, người môi giới chứng khoán và người sử dụng khác có định hợp lý việc đầu tư, giao dịch chứng khoán 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu TTCK Việt Nam gồm nhiều yếu tố ảnh hưởng khác nhau, riêng thông tin báo cáo tài chính Nhưng giới hạn thời gian nghiên cứu, bài nghiên cứu này chỉ tập trung vào tác động thông tin báo cáo tài chính và chỉ giới hạn nghiên cứu thông tài chính đến giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam Đối tương đề tài là các nhân tố thông tin báo cáo tài tác động đến giá cổ phiếu các công ty niêm yết thị trường chứng khoán 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu + Không gian nghiên cứu: lựa chọn mẫu hai sàn giao dịch chứng khoán (HNX HOSE) Tại thời điểm lấy mẫu số lượng công ty đáp ứng đủ yêu cầu mẫu chỉ có 256 công ty phù hợp Thông qua 256 công ty này, luận án tiến hành lấy liệu và lọc số lượng quan sát cần lấy là 1.678 quan sát + Thời gian nghiên cứu: thị trường chứng khoán tại Việt Nam khoảng thời gian năm (2007 -2014) 1.4 Phương pháp nghiên cứu Luận án sử dụng phương pháp nghiên cứu thống kê mô tả để đưa nghiên cứu định tính mối quan hệ quản trị lợi nhuận và khoản Sau đó sử dụng phương pháp định lượng để chạy mô hình thực nghiệm xem xét lại vấn đề tác động quản trị lợi nhuận đến tính khoản thị trường chứng khoán Việt Nam 1.5 Kết cấu luận văn Kết cấu luận văn gồm chương:  Chương 1: Giới thiệu  Chương 2: Cơ sở lý luận thông tin báo cáo tài chính và giá cổ phiếu thị trường chứng khoán  Chương 3: Thực trạng tác động thông tin báo cáo tài chính đến giá cổ phiếu thị trường chứng khoán việt nam  Chương 4: Ứng dụng mô hình nghiên cứu Ohlson để nghiên cứu tác động thông tin BCTC đến giá cổ phiếu  Chương 5: Kiến nghị và giải pháp nâng cao chất lượng thông tin BCTC Danh mục tài liệu tham khảo Phụ lục Kết luận chương 1: Trong phần này luận văn đưa cần thiết thực hiện đề tài Trình bày kết cấu phần trình bày luận văn Song song đó, tác giả trình bày chi tiết mục tiêu nghiên cứu, đối tượng, phạm vi và phương pháp nghiên cứu thực hiện luận văn Kết hồi quy Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.3579 Obs per group: = between = 0.2710 avg = 6.6 overall = 0.2736 max = F(9,1413) = 87.50 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.0909 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 1027849 0575542 1.79 0.074 -.0101161 2156858 ocf | 1721288 0544165 3.16 0.002 065383 2788746 | year | 2007 | 13755.19 1268.027 10.85 0.000 11267.77 16242.61 2008 | -11493.56 1224.992 -9.38 0.000 -13896.56 -9090.56 2009 | -3355.333 1196.19 -2.81 0.005 -5701.833 -1008.834 2010 | -5445.373 1196.238 -4.55 0.000 -7791.966 -3098.781 2011 | -10898.06 1199.122 -9.09 0.000 -13250.31 -8545.804 2012 | -7615.688 1219.958 -6.24 0.000 -10008.81 -5222.566 2013 | -1400.927 1245.041 -1.13 0.261 -3843.254 1041.4 18316.24 1317.126 13.91 0.000 15732.5 20899.97 | _cons | -+ -sigma_u | 8803.6932 sigma_e | 9785.577 rho | 44732704 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(255, 1413) = 4.76 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy Random Effect Random-effects GLS regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.0023 Obs per group: = between = 0.2407 avg = 6.6 overall = 0.0836 max = Wald chi2(2) = 52.30 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 3237465 0520347 6.22 0.000 2217604 4257327 ocf | 1010854 0586354 1.72 0.085 -.0138379 2160087 _cons | 9893.866 1125.086 8.79 0.000 7688.739 12098.99 -+ -sigma_u | 6830.3828 sigma_e | 12150.556 rho | 24012607 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) | FE3 RE3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -bv | 1027849 3237465 -.2209617 0245943 ocf | 1721288 1010854 0710434 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 73.26 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết kiểm định 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 (256) = Prob>chi2 = 4.9e+06 0.0000 Kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 255) = Prob > F = 14.632 0.0002 Kết hồi quy GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 256 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.4615) Number of obs = 1678 Number of groups = 256 Obs per group: = avg = 6.554688 max = Wald chi2(2) = 215.63 Prob > chi2 = 0.0000 -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 4456354 0303543 14.68 0.000 386142 5051288 ocf | -.0558638 0169548 -3.29 0.001 -.0890946 -.022633 _cons | 3525.845 481.7247 7.32 0.000 2581.682 4470.008 ***Mô hình 4: Kết hồi quy OLS Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 3.4474e+10 1.7237e+10 Residual | 3.3674e+11 1675 201037562 F( -+ -Total | 3.7121e+11 1677 221354741 2, 1678 1675) = 85.74 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.0929 Adj R-squared = 0.0918 Root MSE = 14179 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 4933876 0417516 11.82 0.000 4114968 5752783 ncf | 259037 0706016 3.67 0.000 1205603 3975137 _cons | 7152.805 896.9766 7.97 0.000 5393.492 8912.119 Kết hồi quy Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.3547 Obs per group: = between = 0.3057 avg = 6.6 overall = 0.2771 max = F(9,1413) = 86.28 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.1013 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 1396725 0559987 2.49 0.013 029823 2495219 ncf | 0879477 0514476 1.71 0.088 -.0129743 1888696 | year | 2007 | 13223.47 1260.955 10.49 0.000 10749.93 15697.02 2008 | -11752.14 1225.282 -9.59 0.000 -14155.7 -9348.57 2009 | -3769.361 1192.419 -3.16 0.002 -6108.462 -1430.259 2010 | -5813.97 1191.159 -4.88 0.000 -8150.601 -3477.34 2011 | -11264.39 1194.322 -9.43 0.000 -13607.22 -8921.554 2012 | -8000.004 1214.553 -6.59 0.000 -10382.53 -5617.483 2013 | -2097.269 1223.678 -1.71 0.087 -4497.689 303.1511 19059.96 1310.076 14.55 0.000 16490.06 21629.87 | _cons | -+ -sigma_u | 8747.4805 sigma_e | 9810.0235 rho | 44293031 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(255, 1413) = 4.71 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy Random Effect Random-effects GLS regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.0094 Obs per group: = between = 0.2628 avg = 6.6 overall = 0.0912 max = Wald chi2(2) = 67.71 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 3176332 0501592 6.33 0.000 219323 4159434 ncf | 2623402 0622365 4.22 0.000 1403589 3843215 _cons | 10477.89 1120.173 9.35 0.000 8282.389 12673.39 -+ -sigma_u | 6780.3397 sigma_e | 12089.359 rho | 23928619 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) | FE4 RE4 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -bv | 1396725 3176332 -.1779608 0248979 ncf | 0879477 2623402 -.1743925 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 25.45 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết kiểm định 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 (256) = Prob>chi2 = 9.1e+05 0.0000 Kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 255) = Prob > F = 15.443 0.0001 Kết hồi quy GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 256 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.4682) Number of obs = 1678 Number of groups = 256 Obs per group: = avg = 6.554688 max = Wald chi2(2) = 230.24 Prob > chi2 = 0.0000 -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 3919455 0296793 13.21 0.000 3337751 4501159 ncf | 1266842 0226723 5.59 0.000 0822472 1711211 _cons | 4052.702 474.4179 8.54 0.000 3122.86 4982.544 ***Mô hình 5: Kết hồi quy OLS Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 4.1267e+10 2.0633e+10 Residual | 3.2994e+11 1675 196982077 F( -+ -Total | 3.7121e+11 1677 221354741 2, 1678 1675) = 104.75 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.1112 Adj R-squared = 0.1101 Root MSE = 14035 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 4103752 0436365 9.40 0.000 3247874 495963 div | 2.433354 3504088 6.94 0.000 1.746069 3.12064 _cons | 5309.962 913.0895 5.82 0.000 3519.046 7100.879 Kết hồi quy Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.3888 Obs per group: = between = 0.2965 avg = 6.6 overall = 0.3262 max = F(9,1413) = 99.88 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.1056 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 0582659 0547708 1.06 0.288 -.0491748 1657067 div | 3.110507 3433865 9.06 0.000 2.436905 3.784109 | year | 2007 | 12734.16 1228.364 10.37 0.000 10324.55 15143.77 2008 | -12769.96 1189.538 -10.74 0.000 -15103.41 -10436.51 2009 | -4331.14 1162.141 -3.73 0.000 -6610.847 -2051.432 2010 | -7094.784 1163.228 -6.10 0.000 -9376.624 -4812.943 2011 | -12526.17 1167.47 -10.73 0.000 -14816.33 -10236.01 2012 | -8871.68 1178.803 -7.53 0.000 -11184.07 -6559.287 2013 | -2342.559 1189.53 -1.97 0.049 -4675.994 -9.123277 16792.89 1293.231 12.99 0.000 14256.03 19329.75 | _cons | -+ -sigma_u | 8398.114 sigma_e | 9546.879 rho | 43624536 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(255, 1413) = 4.65 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy Random Effect Random-effects GLS regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.0139 Obs per group: = between = 0.2621 avg = 6.6 overall = 0.1090 max = Wald chi2(2) = 90.21 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 2591465 0513962 5.04 0.000 1584119 3598811 div | 2.312927 3720498 6.22 0.000 1.583723 3.042131 _cons | 8314.097 1137.595 7.31 0.000 6084.452 10543.74 -+ -sigma_u | 6681.7819 sigma_e | 12067.019 rho | 23465997 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) | FE5 RE5 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -bv | 0582659 2591465 -.2008806 0474806 div | 3.110507 2.312927 7975801 2324315 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(2) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 28.56 Prob>chi2 = 0.0000 Kết kiểm định 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 (256) = Prob>chi2 = 3.9e+05 0.0000 Kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 255) = Prob > F = 13.888 0.0002 Kết hồi quy GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 256 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients (0.4363) = 1678 Number of groups = 256 Obs per group: = avg = 6.554688 max = Wald chi2(2) = 244.00 Prob > chi2 = 0.0000 = Number of obs -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 3649703 0308864 11.82 0.000 3044341 4255066 div | 1.232272 1941119 6.35 0.000 8518191 1.612724 _cons | 3080.578 501.321 6.14 0.000 2098.007 4063.149 ***Mô hình 6: Kết hồi quy OLS Source | SS df MS Number of obs = -+ -Model | 5.3227e+10 1.7742e+10 Residual | 3.1798e+11 1674 189954876 F( -+ -Total | 3.7121e+11 1677 221354741 3, 1678 1674) = 93.40 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.1434 Adj R-squared = 0.1419 Root MSE = 13782 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | 33659 0453621 7.42 0.000 2476175 4255624 e | 1.215744 1145924 10.61 0.000 9909843 1.440503 ocf | -.1407478 0567151 -2.48 0.013 -.2519878 -.0295078 _cons | 7098.422 873.8225 8.12 0.000 5384.522 8812.321 Kết hồi quy Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.3962 Obs per group: = between = 0.2823 avg = 6.6 overall = 0.3153 max = F(10,1412) = 92.66 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.0975 -p | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -bv | -.055502 0582776 -0.95 0.341 -.169822 0588181 e | 9407499 0993438 9.47 0.000 7458725 1.135627 ocf | 08838 0535211 1.65 0.099 -.0166095 1933695 | year | 2007 | 14826.6 1235.211 12.00 0.000 12403.56 17249.65 2008 | -10231.74 1195.722 -8.56 0.000 -12577.32 -7886.156 2009 | -2315.945 1165.515 -1.99 0.047 -4602.272 -29.61802 2010 | -4365.224 1165.974 -3.74 0.000 -6652.452 -2077.996 2011 | -9518.494 1172.267 -8.12 0.000 -11818.07 -7218.922 2012 | -5707.306 1200.427 -4.75 0.000 -8062.119 -3352.494 2013 | 722.0593 1228.353 0.59 0.557 -1687.534 3131.653 17351.38 1281.702 13.54 0.000 14837.14 19865.63 | _cons | -+ -sigma_u | 8572.2844 sigma_e | 9492.2614 rho | 44920453 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(255, 1412) = 4.65 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy Random Effect Random-effects GLS regression Number of obs = 1678 Group variable: id Number of groups = 256 R-sq: = 0.0419 Obs per group: = between = 0.3070 avg = 6.6 overall = 0.1390 max = Wald chi2(3) = 150.65 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 1769728 0528549 3.35 0.001 0733792 2805665 e | 1.089285 113537 9.59 0.000 8667565 1.311813 ocf | -.0397861 0587885 -0.68 0.499 -.1550093 0754372 _cons | 9888.579 1083.215 9.13 0.000 7765.518 12011.64 -+ -sigma_u | 6386.3985 sigma_e | 11873.424 rho | 22438998 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FE6 RE6 Difference S.E -+ -bv | -.055502 1769728 -.2324748 0245489 e | 9407499 1.089285 -.1485349 ocf | 08838 -.0397861 128166 -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(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 77.51 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kết kiểm định 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 (256) = Prob>chi2 = 3.4e+05 0.0000 Kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 255) = Prob > F = 12.594 0.0005 Kết hồi quy GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = 256 Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.4208) Number of obs = 1678 Number of groups = 256 Obs per group: = avg = 6.554688 max = Wald chi2(3) = 345.18 Prob > chi2 = 0.0000 -p | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -bv | 329916 0331284 9.96 0.000 2649855 3948465 e | 9219596 0887069 10.39 0.000 7480974 1.095822 ocf | -.157707 028937 -5.45 0.000 -.2144225 -.1009915 _cons | 3881.817 479.2598 8.10 0.000 2942.485 4821.149 ... THÔNG TIN TRÊN BÁO CÁO TÀI CHÍNH VÀ GIÁ CỦA CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN 2.1 Thông tin Báo cáo tài 2.1.1 Báo cáo tài công ty Niêm yết 2.1.2 Nghĩa vụ công bố thông. .. động giá chứng khoán 17 2.2.3 Tổng quan mô hình Ohlson – Ohlson Model 18 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG TÁC ĐỘNG CỦA THÔNG TIN BÁO CÁO TÀI CHÍNH ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN... 34 3.1.4 Giá trị vốn hóa thị trường 36 3.1.5 Tính đầu thị trường chứng khoán Việt Nam 37 3.2 Thực trạng thông tin BCTC tác động đến giá cổ phiếu TTCK Việt Nam 39 CHƯƠNG