BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀ O TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỜ CHÍ MINH TRẦN NGỌC TỊNG ẢNH HƯỞNG CỦ A THƠNG TIN KẾ TỐN TRÊN BÁO CÁO TÀ I CHÍ NH ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CÁC CÔNG TY THUỘC LĨNH VỰC CÔNG NGHIỆP VÀ BẤT ĐỘNG SẢN NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP HCM Chuyên ngành: Kế toán Mã số : 60340301 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS HUỲNH LỢI TP Hồ Chı́ Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM” kết nghiên cứu tơi hồn thành chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu khác Tất phần kế thừa, tham khảo tham chiếu trích dẫn đầy đủ ghi nguồn cụ thể danh mục tài liệu tham khảo TP Hồ Chí Minh, tháng 11 năm 2017 Tác giả Trần Ngọc Tòng MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ PHẦN MỞ ĐẦU CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN CÁC CƠNG TRÌNH NGHIÊN CỨU CĨ LIÊN QUAN 1.1 Nghiên cứu giới: 1.2 Nghiên cứu nước: 1.3 Nhận xét tổng quan kết nghiên cứu xác định khe hổng nghiên cứu: 11 1.3.1 Nhận xét tổng quan kết nghiên cứu: 11 1.3.2 Khe hổng nghiên cứu: 11 TÓM TẮT CHƯƠNG 13 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 14 2.1 Tổng quan lý thuyết cổ phiếu giá cổ phiếu: 14 2.1.1 Khái niệm cổ phiếu: 14 2.1.2 Các loại cổ phiếu: 14 2.1.3 Giá cổ phiếu: 16 2.2 Tổng quan thơng tin kế tốn BCTC: 17 2.2.1 Khái quát thông tin kế toán BCTC: 17 2.2.2 Vai trị thơng tin kế tốn BCTC: 18 2.2.3 Chất lượng thông tin kế toán: 19 2.2.4 Đặc điểm thơng tin kế tốn doanh nghiệp thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản: 23 2.3 Ảnh hưởng thông tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu: 28 2.3.1 Ảnh hưởng thơng tin kế tốn đến giá cổ phiếu: 28 2.3.2 Mối quan hệ kế toán BCTC giá cổ phiếu – mơ hình nghiên cứu Ohlson (1995) 29 2.4 Các lý thuyết có liên quan đến nghiên cứu: 33 2.4.1 Lý thuyết ủy nhiệm (Agency theory) 33 2.4.2 Lý thuyết tín hiệu (Signaling theory) 34 TÓM TẮT CHƯƠNG 35 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 36 3.1 Quy trình nghiên cứu: 36 3.2 Mơ hình nghiên cứu: 37 3.2.1 Mô hình nghiên cứu: 38 3.2.2 Các biến nghiên cứu: 38 3.3 Phương pháp phân tích mơ hình: 41 3.3.1 Mơ hình kinh tế lượng: 41 3.3.2 Các kiểm định thống kê thực để lựa chọn mơ hình phù hợp: 42 3.4 Chọn mẫu: 43 3.5 Phương pháp thu thập liệu: 44 3.6 Phương pháp phân tích liệu: 45 TÓM TẮT CHƯƠNG 47 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN 48 4.1 Kết nghiên cứu thực trạng ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu: 48 4.1.1 Kết phân tích thống kê mô tả liệu: 48 4.1.2 Kết phân tích hồi quy: 50 4.1.3 Tổng hợp kết kiểm định: 57 4.2 Bàn luận kết quả: 58 TÓM TẮT CHƯƠNG 60 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 61 5.1 Kết luận: 61 5.2 Kiến nghị: 62 5.2.1 Kiến nghị công ty niêm yết: 63 5.2.2 Kiến nghị quan quản lý ban hành sách: 65 5.2.3 Kiến nghị kiểm toán độc lập: 66 5.3 Hạn chế đề tài đề xuất hướng nghiên cứu tương lai 67 5.3.1 Hạn chế đề tài 67 5.3.2 Hướng nghiên cứu tương lai 68 TÓM TẮT CHƯƠNG 69 KẾT LUẬN 70 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC VIẾT TẮT AMEX : Sở giao dịch chứng khoán Hoa Kỳ BCTC : Báo cáo tài BKS : Ban kiểm sốt BVPS : Giá trị sổ sách cổ phiếu CP : Cổ phần EPS : Lợi nhuận cổ phiếu FASB : Hội đồng chuẩn mực kế tốn tài Hoa Kỳ HĐQT : Hội đồng quản trị HOSE : Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM KLCP : Khối lượng cổ phiếu KTNB : Kiểm toán nội IASB : Hội đồng chuẩn mực kế toán quốc tế IFRS : Chuẩn mực báo cáo tài quốc tế MP : Giá thị trường cổ phiếu NASDAQ: Sở giao dịch chứng khoán điện tử Hoa Kỳ NYSE : Sở giao dịch chứng khoán New York TP.HCM : Thành Phố Hồ Chí Minh TTCK : Thị trường chứng khốn UBCKNN: Ủy ban chứng khoán nhà nước VAS : Chuẩn mực kế toán Việt Nam VN-Index: Chỉ số thể xu hướng biến động giá tất cổ phiếu niêm yết giao dịch Sở giao dich chứng khoán TP.HCM DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ BẢNG Bảng 3.1 : Bảng tóm tắt phương pháp thu thập liệu Bảng 4.1 : Bảng thống kê mô tả mẫu Bảng 4.2 : Giá trị trung bình biến mẫu theo năm Bảng 4.3 : Các giá trị trung bình biến mẫu theo ngành Bảng 4.4 : Ma trận tương quan Bảng 4.5 : Tóm tắt kết hồi quy toàn mẫu quan sát Bảng 4.6 : Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình tồn mẫu quan sát Bảng 4.7 : Tóm tắt kết hồi quy công ty lĩnh vực công nghiệp Bảng 4.8 : Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình lĩnh vực cơng nghiệp Bảng 4.9 : Tóm tắt kết hồi quy cơng ty lĩnh vực bất động sản Bảng 4.10 : Tóm tắt kết kiểm định lựa chọn mơ hình lĩnh vực bất động sản BIỂU ĐỒ Biểu đồ 3.1 : Khối lượng giao dịch cổ phiếu năm 2016 HÌNH VẼ Hình 3.1 : Quy trình nghiên cứu Hình 3.2 : Mơ hình nghiên cứu PHẦN MỞ ĐẦU Tính cấp thiết đề tài: Thị trường chứng khoán chịu chi phối lớn kênh thông tin liên quan đến thành hoạt động doanh nghiệp, đó, cơng tác thơng tin thị trường có ý nghĩa quan trọng, tác động trực tiếp đến diễn biến giao dịch thành bại giao dịch nhà đầu tư Báo cáo tài doanh nghiệp kênh thông tin quan trọng hệ thống thơng tin kế tốn, lẽ thơng tin báo cáo tài giúp cho nhà đầu tư đánh giá tình hình tài chính, dự đốn dịng tiền, dịng lợi nhuận tương lai cơng ty niêm yết TTCK Theo đó, nhà đầu tư đưa định để giao dich cổ phiếu tác động trực tiếp đến cung cầu cổ phiếu, dẫn đến thay đổi giá cổ phiếu thị trường Thực tế cho thấy, có nhiều yếu tố tác động đến giá cổ phiếu gây biến động TTCK, song mối liên hệ thơng tin báo cáo tài với giá cổ phiếu chủ đề nghiên cứu rộng rãi giới Việt Nam năm qua Trên giới kể đến cơng trình nghiên cứu nhà khoa học Collins cộng (1997) nghiên cứu TTCK Mỹ, King & Langli (1998) TTCK Châu Âu Anh, Đức Na Uy; Firas Naim Dahmash (2012) TTCK Jordan, Udayan Kachchy cộng (2014) TTCK Ấn Độ Việt Nam, nghiên cứu nhiều tác giả nghiên cứu Nguyễn Việt Dũng (2009), Nguyễn Thị Thục Đoan (2011); Trần Ngọc Lina (2013), Đỗ Hạnh Nguyên (2014), Nguyễn Thị Khánh Phương (2015) Mỗi nghiên cứu đến khám phá mối quan hệ cụ thể thời gian, không gian, địa điểm khác Đó minh chứng cho thay đổi thông số thể mối quan hệ thơng tin báo cáo tài với giá cổ phiếu qua thay đổi thời gian, không gian, địa điểm Điều nghiên cứu mối quan hệ thơng tin báo cáo tài với giá cổ phiếu cần phải làm mới, vấn đề thời thời gian, không gian, địa điểm thay đổi Ngoài ra, với đặc thù hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp thuộc lĩnh vực, ngành nghề khác việc tổ chức cơng tác kế toán doanh nghiệp khác nhau, từ thơng tin kế tốn có đặc trưng riêng ngành nghề, lĩnh vực Và Việt Nam, cơng trình nghiên cứu mối liên hệ thơng tin báo cáo tài giá cổ phiếu chưa xem xét theo lĩnh vực, ngành nghề cụ thể để thấy ảnh hưởng đặc trưng thông tin kế toán đến mối liên hệ Bên cạnh đó, với xu hướng tồn cầu hóa hội nhập nhanh chóng, Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM (HOSE) áp dụng chuẩn phân ngành quốc tế nhằm giúp cho TTCK Việt Nam có ngơn ngữ chung với TTCK quốc tế, đồng thời giúp cho nhà đầu tư nắm bắt thực tế thay đổi ngành, lĩnh vực, tăng hiệu việc đa dạng hóa danh mục đầu tư, tăng chất lượng nghiên cứu phân tích doanh nghiệp, qua nâng cao tính tiếp cận nhà đầu tư nước ngồi vào Việt Nam Kết giao dịch cổ phiếu năm qua kể từ áp dụng phân ngành theo chuẩn quốc tế HOSE cho thấy cổ phiếu lĩnh vực cơng nghiệp bất động sản có khối lượng giao dịch dẫn đầu so với lĩnh vực khác, điều nói lên nhà đầu tư quan tâm doanh nghiệp thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản bối cảnh kinh tế Việt Nam Vì lý quan trọng trên, tác giả chọn đề tài “Ảnh hưởng thông tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM” cho luận văn cao học Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu: Mục tiêu nghiên cứu luận văn ảnh hưởng thơng tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM mức độ ảnh hưởng công ty thuộc lĩnh vực bất động sản công nghiệp Để đạt mục tiêu đề ra, luận văn trả lời câu hỏi sau: - Mô hình thể ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu gì? - Thực trạng mức độ ảnh hưởng thông tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM nào? Và mức độ ảnh hưởng lĩnh vực công nghiệp bất động sản sao? Đối tượng nghiên cứu: Luận văn nghiên cứu mức độ ảnh hưởng thông tin kế toán BCTC đến giá cổ phiếu cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM Phạm vi giới hạn nghiên cứu: Phạm vi chun mơn: Các thơng tin kế tốn BCTC lợi nhuận cổ phiếu (EPS), giá trị sổ sách cổ phiếu (BVPS); giá cổ phiếu tiếp cận theo phương pháp đo lường mô hình Ohlson (1995) Phạm vi khơng gian: Tác giả tiến hành nghiên cứu thơng tin kế tốn BCTC giá cổ phiếu công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM Phạm vi thời gian: Dữ liệu nghiên cứu từ năm 2011 – 2016 (trong tiêu EPS BVPS lấy vào cuối năm 2011, 2012, 2013, 2014 2015, tiêu giá cổ phiếu lấy thời điểm kết thúc niên độ sau kết thúc niên độ 3, 6, 9, 12 tháng) Phương pháp nghiên cứu: Phương pháp nghiên cứu chủ yếu luận văn phương pháp định lượng, cụ thể sau: - Bài nghiên cứu dựa tảng mơ hình Ohlson giá cổ phiếu có mối quan hệ với hai thơng tin kế tốn BCTC (lợi nhuận giá trị sổ sách cổ phiếu) kết hợp với nghiên cứu Aboody cộng (2002) cho phép nới lỏng giả thiết thị trường hiệu - Tác giả tiến hành kiểm định thực tế công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM nhằm đo lường mức độ ảnh hưởng thông tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu thơng qua mơ hình hồi quy tuyến tính với liệu bảng, biến phụ thuộc giá cổ phiếu hai biến độc 2.3.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6227 between = 0.6414 overall = 0.5868 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt6 Coef EPS BVPS _cons 4.144872 4597903 -3108.56 sigma_u sigma_e rho 1996.8694 9121.0734 04573779 Std Err .2751955 0634395 1450.315 z P>|z| 15.06 7.25 -2.14 0.000 0.000 0.032 = = 613.94 0.0000 [95% Conf Interval] 3.605499 3354512 -5951.126 4.684245 5841293 -265.9941 (fraction of variance due to u_i) 2.3.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt6[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt6 e u Test: sd = sqrt(Var) 2.52e+08 8.32e+07 3987487 15888.29 9121.073 1996.869 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 572.50 0.0000 2.3.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re EPS BVPS 4.361634 4350478 4.034013 4781885 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .3276204 -.0431408 0829104 0198406 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) = 15.61 Prob>chi2 = 0.0004 2.4 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt9: 2.4.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 7.2754e+10 5.3052e+10 386 3.6377e+10 137441651 Total 1.2581e+11 388 324244756 Pt9 Coef EPS BVPS _cons 4.775488 5394947 -4892.447 Std Err .3386741 0790118 1410.369 t 14.10 6.83 -3.47 Number of obs F( 2, 386) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.001 = = = = = = 389 264.67 0.0000 0.5783 0.5761 11724 [95% Conf Interval] 4.109611 3841474 -7665.413 5.441365 6948421 -2119.48 2.4.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6090 between = 0.5218 overall = 0.5762 corr(u_i, Xb) F(2,382) Prob > F = 0.0707 Pt9 Coef EPS BVPS _cons 4.274548 6248462 -5662.068 3162948 0726857 1286.68 sigma_u sigma_e rho 5640.9136 10668.41 21849097 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(4, 382) = t = = 13.51 8.60 -4.40 297.50 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 3.652652 4819321 -8191.93 21.03 4.896445 7677603 -3132.207 Prob > F = 0.0000 2.4.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6090 between = 0.5278 overall = 0.5768 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt9 Coef Std Err z EPS BVPS _cons 4.351673 6116557 -5736.687 3187653 073418 1836.793 sigma_u sigma_e rho 2861.4913 10668.41 06711413 (fraction of variance due to u_i) 13.65 8.33 -3.12 P>|z| 0.000 0.000 0.002 = = 587.22 0.0000 [95% Conf Interval] 3.726905 4677591 -9336.736 4.976442 7555523 -2136.638 2.4.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt9[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt9 e u Test: sd = sqrt(Var) 3.24e+08 1.14e+08 8188132 18006.8 10668.41 2861.491 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 400.05 0.0000 2.4.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) re fe EPS BVPS 4.274548 6248462 (b-B) Difference 4.144872 4597903 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1296765 1650559 1559161 0354773 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) = 41.37 Prob>chi2 = 0.0000 2.5 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt12: 2.5.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 7.7989e+10 5.8453e+10 386 3.8995e+10 151431640 Total 1.3644e+11 388 351654194 Pt12 Coef EPS BVPS _cons 4.70784 6239288 -5641.243 Std Err .3554931 0829356 1480.409 t 13.24 7.52 -3.81 Number of obs F( 2, 386) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 389 257.51 0.0000 0.5716 0.5694 12306 [95% Conf Interval] 4.008895 4608667 -8551.919 5.406785 7869909 -2730.568 2.5.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6009 between = 0.3940 overall = 0.5701 corr(u_i, Xb) F(2,382) Prob > F = 0.0515 Pt12 Coef EPS BVPS _cons 4.286524 6990591 -6352.987 336183 0772561 1367.585 sigma_u sigma_e rho 5586.6255 11339.228 19532313 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = 12.75 9.05 -4.65 F(4, 382) = 0.000 0.000 0.000 287.62 0.0000 [95% Conf Interval] 3.625523 5471587 -9041.924 18.15 4.947525 8509595 -3664.051 Prob > F = 0.0000 2.5.3 Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 389 R-sq: Obs per group: = avg = max = 73 77.8 84 within = 0.6009 between = 0.3976 overall = 0.5704 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt12 Coef EPS BVPS _cons 4.332745 6907768 -6463.27 sigma_u sigma_e rho 3704.8617 11339.228 09645542 Std Err .3370247 0775727 2160.588 z P>|z| 12.86 8.90 -2.99 0.000 0.000 0.003 3.672189 5387371 -10697.94 2.5.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var Pt12 e u Test: sd = sqrt(Var) 3.52e+08 1.29e+08 1.37e+07 18752.45 11339.23 3704.862 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 302.71 0.0000 572.24 0.0000 [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) Pt12[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] = = 4.993301 8428165 -2228.596 2.5.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) re fe EPS BVPS 4.286524 6990591 4.351673 6116557 (b-B) Difference -.0651494 0874035 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1068071 0240479 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) = 17.04 Prob>chi2 = 0.0002 PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY CÁC MÔ HÌNH ĐỐI VỚI CÁC CƠNG TY THUỘC LĨNH VỰC BẤT ĐỘNG SẢN 3.1 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt: 3.1.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thông thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 1.8601e+09 5.5470e+09 169 930038509 32822673.3 Total 7.4071e+09 171 43316425.8 Pt Coef EPS BVPS _cons 1.440113 1684265 6367.612 Std Err .3022434 0546962 1034.685 t 4.76 3.08 6.15 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 28.34 0.0000 0.2511 0.2423 5729.1 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.002 0.000 8434543 0604506 4325.041 2.036772 2764024 8410.184 3.1.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2751 between = 0.0713 overall = 0.2471 corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0320 Pt Coef EPS BVPS _cons 1.21855 2167322 5648.564 sigma_u sigma_e rho 2099.8221 5487.9596 12770466 F test that all u_i=0: Std Err .2963306 0538976 1008.861 t 4.11 4.02 5.60 = = 31.31 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 6334613 1103143 3656.624 1.803639 32315 7640.505 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 4.79 Prob > F = 0.0011 3.1.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2742 between = 0.0135 overall = 0.2499 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt Coef EPS BVPS _cons 1.320047 1945838 5946.941 sigma_u sigma_e rho 1049.3433 5487.9596 03527108 Std Err .2973327 0539538 1122.116 z 4.44 3.61 5.30 = = 60.30 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 7372859 0888363 3747.634 1.902809 3003313 8146.247 (fraction of variance due to u_i) 3.1.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt e u Test: sd = sqrt(Var) 4.33e+07 3.01e+07 1101121 6581.522 5487.96 1049.343 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 14.98 0.0001 3.1.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re EPS BVPS 4.332745 6907768 1.21855 2167322 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 3.114195 4740446 1605423 0557904 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) = 2800.19 Prob>chi2 = 0.0000 3.2 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt3: 3.2.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 2.0794e+09 6.3124e+09 169 1.0397e+09 37351410.1 Total 8.3918e+09 171 49075040.4 Pt3 Coef EPS BVPS _cons 1.691341 1398675 6632.1 Std Err .322421 0583477 1103.76 t 5.25 2.40 6.01 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 27.84 0.0000 0.2478 0.2389 6111.6 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.018 0.000 1.05485 0246832 4453.167 2.327833 2550518 8811.032 3.2.2 Mô hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2891 between = 0.1022 overall = 0.2398 corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0321 Pt3 Coef EPS BVPS _cons 1.367787 2133944 5526.215 sigma_u sigma_e rho 2981.0274 5594.6379 2211321 F test that all u_i=0: Std Err .3020909 0549453 1028.472 t 4.53 3.88 5.37 = = 33.56 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 7713251 104908 3495.554 1.964249 3218809 7556.877 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 9.17 Prob > F = 0.0000 3.2.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2861 between = 0.0000 overall = 0.2464 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt3 Coef EPS BVPS _cons 1.559286 1698884 6143.028 sigma_u sigma_e rho 818.60007 5594.6379 02096041 Std Err .3132436 0568029 1138.033 z 4.98 2.99 5.40 = = 59.91 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.003 0.000 9453396 0585567 3912.524 (fraction of variance due to u_i) 2.173232 2812201 8373.532 3.2.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt3[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt3 e u Test: sd = sqrt(Var) 4.91e+07 3.13e+07 670106.1 7005.358 5594.638 818.6001 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 61.07 0.0000 3.2.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) re fe EPS BVPS 1.367787 2133944 (b-B) Difference 1.320047 1945838 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0477398 0188106 0534057 010391 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) = 17.12 Prob>chi2 = 0.0002 3.3 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt6: 3.3.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 1.9406e+09 7.5659e+09 169 970278221 44768766.8 Total 9.5065e+09 171 55593438.8 Pt6 Coef EPS BVPS _cons 1.591749 1451017 6094.979 Std Err .352986 063879 1208.394 t 4.51 2.27 5.04 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 21.67 0.0000 0.2041 0.1947 6690.9 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.024 0.000 8949192 0189982 3709.487 2.288579 2712053 8480.47 3.3.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2268 between = 0.0357 overall = 0.1975 corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0229 Pt6 Coef EPS BVPS _cons 1.260913 2140089 5081.586 sigma_u sigma_e rho 2754.0438 6314.8622 15980613 F test that all u_i=0: Std Err .3409805 0620186 1160.872 t 3.70 3.45 4.38 = = 24.20 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.001 0.000 5876655 0915565 2789.508 1.93416 3364614 7373.664 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 6.18 Prob > F = 0.0001 3.3.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.2207 between = 0.0985 overall = 0.2041 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt6 Coef EPS BVPS _cons 1.569143 1497892 6020.698 sigma_u sigma_e rho 299.76168 6314.8622 00224826 Std Err .3519893 0637201 1212.989 z 4.46 2.35 4.96 [95% Conf Interval] 0.000 0.019 0.000 8792564 0249001 3643.284 3.3.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt6[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Pt6 e u Test: sd = sqrt(Var) 5.56e+07 3.99e+07 89857.07 7456.101 6314.862 299.7617 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 43.62 0.0000 P>|z| (fraction of variance due to u_i) Var = = 26.98 0.0000 2.259029 2746782 8398.111 3.3.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re EPS BVPS 1.569143 1497892 (b-B) Difference 1.260913 2140089 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .3082297 -.0642197 0873428 0146265 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) = 29.47 Prob>chi2 = 0.0000 3.4 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt9: 3.4.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 2.5940e+09 6.0907e+09 169 1.2970e+09 36039602.4 Total 8.6846e+09 171 50787397.5 Pt9 Coef EPS BVPS _cons 1.847387 1661084 5013.068 Std Err .3167086 057314 1084.204 t 5.83 2.90 4.62 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 35.99 0.0000 0.2987 0.2904 6003.3 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.004 0.000 1.222173 0529649 2872.741 2.472602 2792519 7153.396 3.4.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.3453 between = 0.1454 overall = 0.2925 corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0376 Pt9 Coef EPS BVPS _cons 1.569239 2334789 3984.518 sigma_u sigma_e rho 2863.6627 5520.6356 21202151 F test that all u_i=0: Std Err .298095 0542185 1014.868 t 5.26 4.31 3.93 = = 43.51 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 9806669 1264274 1980.718 2.157812 3405304 5988.319 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 8.71 Prob > F = 0.0000 3.4.3 Mô hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.3437 between = 0.0342 overall = 0.2970 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt9 Coef EPS BVPS _cons 1.703007 2011657 4432.076 sigma_u sigma_e rho 1014.3144 5520.6356 03265491 Std Err .3057056 0554676 1145.874 z 5.57 3.63 3.87 = = 79.70 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 1.103835 0924512 2186.205 2.302179 3098801 6677.947 (fraction of variance due to u_i) 3.4.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt9[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt9 e u Test: sd = sqrt(Var) 5.08e+07 3.05e+07 1028834 7126.528 5520.636 1014.314 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 55.51 0.0000 3.4.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re EPS BVPS 1.569143 1497892 1.569239 2334789 (b-B) Difference -.0000966 -.0836897 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1871786 0334754 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) = 7.38 Prob>chi2 = 0.0249 3.5 Hồi quy phương trình với biến phụ thuộc Pt12: 3.5.1 Mơ hình hồi qui tuyến tính thơng thường (Pooled OLS) Source SS df MS Model Residual 2.6423e+09 7.0232e+09 169 1.3211e+09 41557311 Total 9.6655e+09 171 56523157.6 Pt12 Coef EPS BVPS _cons 1.910416 1567293 5881.639 Std Err .3400898 0615452 1164.246 t 5.62 2.55 5.05 Number of obs F( 2, 169) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 172 31.79 0.0000 0.2734 0.2648 6446.5 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.012 0.000 1.239045 0352329 3583.301 2.581788 2782257 8179.978 3.5.2 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) Fixed-effects (within) regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.3135 between = 0.2434 overall = 0.2690 corr(u_i, Xb) F(2,165) Prob > F = -0.0454 Pt12 Coef EPS BVPS _cons 1.687854 2184565 4912.34 sigma_u sigma_e rho 2811.5191 6027.7541 17868252 F test that all u_i=0: Std Err .3254776 0591989 1108.092 t 5.19 3.69 4.43 = = 37.67 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 1.045216 1015714 2724.473 2.330492 3353416 7100.208 (fraction of variance due to u_i) F(4, 165) = 7.07 Prob > F = 0.0000 3.5.3 Mơ hình hồi quy ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Random-effects GLS regression Group variable: Yr Number of obs Number of groups = = 172 R-sq: Obs per group: = avg = max = 33 34.4 36 within = 0.3088 between = 0.0202 overall = 0.2734 corr(u_i, X) Wald chi2(2) Prob > chi2 = (assumed) Pt12 Coef EPS BVPS _cons 1.910416 1567293 5881.639 sigma_u sigma_e rho 6027.7541 Std Err .3400898 0615452 1164.246 z 5.62 2.55 5.05 = = 63.58 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.011 0.000 1.243852 0361029 3599.759 (fraction of variance due to u_i) 2.57698 2773556 8163.52 3.5.4 Kiểm định Breuscher – Pagan Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Pt12[Yr,t] = Xb + u[Yr] + e[Yr,t] Estimated results: Var Pt12 e u Test: sd = sqrt(Var) 5.65e+07 3.63e+07 7518.188 6027.754 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 3.5.5 Kiểm định Hausman Coefficients (b) (B) fe re EPS BVPS 1.910416 1567293 1.687854 2184565 (b-B) Difference 2225624 -.0617273 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0986173 0168314 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) = 16.23 Prob>chi2 = 0.0003 PHỤ LỤC KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN SQRT RVariable VIF VIF Tolerance Squared -EPS 1.40 1.18 0.7161 0.2839 BVPS 1.40 1.18 0.7161 0.2839 -Mean VIF 1.40 Cond Eigenval Index 2.4745 1.0000 0.4463 2.3547 0.0792 5.5903 Condition Number 5.5903 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.7161 ... đoan luận văn ? ?Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM? ?? kết nghiên cứu... trọng trên, tác giả chọn đề tài ? ?Ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu - Bằng chứng thực nghiệm công ty thuộc lĩnh vực công nghiệp bất động sản niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM? ??... nghiên cứu luận văn ảnh hưởng thơng tin kế tốn BCTC đến giá cổ phiếu công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM mức độ ảnh hưởng công ty thuộc lĩnh vực bất động sản công nghiệp Để đạt mục