Mục đích nghiên cứu đề tài là nhằm kiểm tra QTCT tác động đến cấu trúc vốn và
HQHĐ doanh nghiệp trên cơ sở đó xác định cấu trúc vốn làm trung gian tác động của
QTCT đến HQHĐ doanh nghiệp. Nghiên cứu được thực hiện trên một mẫu gồm 425
công ty NY trên sàn HOSE và HNX trong giai đoạn từ 2009-2021 (4.675 quan sát) và
làm rõ mục đích mối quan hệ của QTCT, cấu trúc vốn và HQHĐ doanh nghiệp thông qua
việc kiểm định các yếu tố QTCT nội bộ gồm cơ cấu sở hữu tập trung, quy mô HĐQT,
quyền kiêm nhiệm, thành viên HĐQT độc lập, nữ TGĐ điều hành, quy mô BKS. quy mô
công ty, lợi nhuận trên tổng tài sản, tài sản cố định, tuổi của công ty và tăng trưởng có
ảnh hưởng đến HQHĐ doanh nghiệp.
Kết quả thực nghiệm từ mô hình hồi quy GMM cho thấy thấy sở hữu tập trung tác
động ngược chiều với hiệu quả DN. Thành viên HĐQT độc lập (Indep), quy mô HĐQT
(BD_Size) và quy mô BKS (AD_Size) có mối tương quan dương đến hiệu quả DN. Kết
quả cũng phát hiện ra biến cấu trúc vốn làm trung gian tác động của sở hữu tập trung đến
hiệu quả DN và cấu trúc vốn cũng là trung gian tác động của quy mô BKS đến hiệu quả
DN. Đồng thời kết quả cũng cho thấy sở hữu tập trung và HQHĐ doanh nghiệp có mối
quan hệ phi tuyến (Kể cả những công ty quy mô lớn và và quy mô nhỏ). Ở Việt Nam quy
chế về QTCT cũng chỉ mới được đưa vào áp dụng và việc thực thi các nguyên tắc về
QTCT của các doanh nghiệp vẫn chưa thực sự được quan tâm và vận hành hiệu quả nên
các yếu tố QTCT nói trên chưa thực sự phát huy tác dụng trong việc ảnh hưởng đến
HQHĐ doanh nghiệp.
197 trang |
Chia sẻ: Minh Bắc | Ngày: 16/01/2024 | Lượt xem: 692 | Lượt tải: 0
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Luận án Quản trị công ty, cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp: Nghiên cứu thực nghiệm từ các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
holder
Services (ISS). Int. Rev. Econ. Finance 22, 208–221.
104. Johnson, J.L., Daily, C.M. and Ellstrand, A.E. (1996) “Boards of Directors: A Review
of Research Agenda”. Journal of Management, Vol. 22, No. 3, pp. 409-438
105. Jordi Paniaguaa, Rafael Rivellesb, Juan Sapenab, 2018, Corporate governance and
financial performance: The role of ownership and board structure, Journal of
Business Research 14 (2018) 240–260.
106. John J. McConnell and Henri Servaes,1990. Additional evidence on equity ownership
and corporate value, Journal of Financial Economics, 1990, vol. 27, issue 2,
595-612
107. John, K. and L. W. Senbet, 1998, “Corporate governance and board effectiveness,”
Journal of Banking and Finance, 22, 371-401.
108. Khalaf Al-Taani, 2013, The relationship between capital structure and firm
performance: evidence from Jordan, Journal of Finance and Accounting 41-45
109. Keasey, K. & Wright, M.(1993). Issues in Corporate Accountability and Governance.
Accounting and Business Research. Vol. 23 (91a) Pages 291-303
110. Klein, A., 2002. Audit committee, board of director characteristics, and earnings
management. J. Account. Econ. 33, 375–400.
111. La Rocca, M. (2007). The influence of corporate governance on the relation between
capital structure and value. Corporate Governance: The International Journal of
Effective Board Performance, 7(3), 312-323.
112. Liu, Chunyan, Konari Uchida, and Yufeng Yang (2012) "Corporate governance and
firm value during the global financial crisis: Evidence from China."
International Review of Financial Analysis, 21, 70-80.
113. Madan, 2007, An analysis of the debt-equity structure of leading hotel chains in India.
International Journal of contemporary Hospitality Management, 19(5):397-
414
114. Mahfuzah Salim, Dr.Raj Yadav, 2012, Capital Structure and Firm Performance:
Evidence from Malaysian Listed Companies, Procedia - Social and Behavioral
Sciences 65 ( 2012 ) 156 – 166
115. Mak, Y.T., Kusnadi, Y., 2005. Size really matters: further evidence on the negative
relationship between board size and firm value. Pac.-Basin Finance J. 13,
301–318.
116. María-Victoria Uribe-Bohorqueza, Jennifer Martínez-Ferrerob, Isabel-María García-
Sánchez, 2018, Board independence and firm performance: The moderating
effect of institutional context, Journal of Business Research 88 (2018) 28–43
117. Margaritis, D., Psillaki, M., 2010. Capital structure, equity ownership and firm
performance. J. Bank. Finance 34, 621–632.
118. Maury, B., 2006. Family ownership and firm performance: empirical evidence from
Western European corporations. J. Corp. Finance 12, 321–341.
119. Mak, Y.T., Kusnadi, Y., 2005. Size really matters: further evidence on the negative
relationship between board size and firm value. Pac.-Basin Finance J. 13,
301–318.
120. Mcdonald, M.L., Khanna, P., Westphal, J.D., 2008. Getting them to think outside the
circle: corporate governance, CEOs' external advice networks, and firm
performance.Acad. Manage. J. 51, 453–475.
121. Metrick, A., & Ishii, J. (2002). Firm-level corporate governance. Paper presented at
Global Corporate Governance Forum Research Network Meeting,
Washington, D.C
122. Miguel, A., Pindado, J., & Torre, L. (2004). Ownership structure and firm value: new
evidence from the Spanish corporate governance system. Strategic
Management Journal, 25(12), 1199-1207.
123. Muniandy, B., Hillier, J., 2015. Board independence, investment opportunity set and
performance of South African firms. Pac.-Basin Finance J. 35 (Part A), 108–
124.
124. Murphy, (1996) "Public management: Failing accountabilities and failing
performance review", International Journal of Public Sector Management,
Vol. 9 Issue.
125. Myers, S.C. and N.S. Majluf, 1978, "Stock Issues and Investment Policy Whec Firms
Have Information Investors Do Not Have," Working Paper, Sloan School of
Management, MIT.
126. Myers S.C. and Majluf N. (1984). Corporate financing and investment decisions when
firms have information that investors do not have, Journal of Financial
Economics, 13, 187-221.
127. Morck,R.,A. Shleifer and R.W.Vishny (1988).”Management ownership and market
evaluation:An empirical analysis”, Journal of fiancical Ecomonic-20.293-315
128. Modigliani, F., Miller, M.H., 1958. The cost of capital, corporation finance and the
theory of investment. Am. Econ. Rev. 48, 261–297.
129. M.Siraji, 2019, The Impact of CFO’S Managerial Characteristics on Firm
Performance: Mediating role of Capital Structure Decision. Evidence from Sri
Lankan, ListedFirms. Journal of Economics and Finance, Volume 10, PP 48-
55.
130. Michael Bradley, Gregg A. Jarrell, E.Han Kim, 1984, On the existence of an Optimal
Capital Structure: Theory and evidence. The journal of finance. Vol, XXXIX,
NO.3
131. Miguel, A., Pindado, J., & Torre, L. (2004). Ownership structure and firm value: new
evidence from the Spanish corporate governance system. Strategic
Management Journal, 25(12), 1199-1207.
132. Nadeem Ahmed Sheikh and Zongjun Wang, 2011, Effects of corporate governance on
capital structure: empirical evidence from PakistanCorparate Governance Vol.
12 No. 5 2012, pp. 629-641.
133. Nguyen, P., 2011. Corporate governance and risk-taking: evidence from Japanese
firms. Pac.-Basin Finance J. 19, 278–297
134. Liu, Chunyan, Konari Uchida, and Yufeng Yang (2012) "Corporate governance and
firm value during the global financial crisis: Evidence from China."
International Review of Financial Analysis, 21, 70-80.
135. OECD, (1999).OECD Principles of Corporate Governance, Paris: OECD Putnam, R.
(1993). Making democracy work: civic tradition in modern Italy.Princeton:
Princeton University Press.
136. Paligorova, T., Xu, Z., 2012. Complex ownership and capital structure. J. Corp.
Finance 18, 701–716.
137. Padilla, A. (2002) “Can Agency Theory Justify The Regulation Of Insider Trading”.
The Quarterly Journal of Austrian Economics, Vol. 5, No. 1, pp. 3-38.
138. Pfeffer, J., Size and Composition of Corporate Boards of directors: The Organization
and its Environment, Administrative Science Quarterly 17, 1972, 218-229.
139. Pornsit Jiraporn, Jang-Chul Kim, Young Sang Kim, Pattanaporn Kitsabunnarat, 2012,
apital structure and corporate governance quality: Evidence from the
Institutional Shareholder Services (ISS), International Review of Economics
and Finance 22 (2012) 208–221.
140. Putnam, R. (1993). Making democracy work: civic tradition in modern Italy.
Princeton: Princeton University Press.
141. Prommin, P., Jumreornvong, S., Jiraporn, P., 2014. The effect of corporate governance
on stock liquidity: the case of Thailand. Int. Rev. Econ. Finance 32, 132–142.
142. Prowse, S.D., 1992. The structure of corporate ownership in Japan. J. Finance 47,
1121–1140.
143. Rekha Pillai, Husam-Aldin Nizar Al-Malkawi, 2017, On the relationship between
corporate governance and firm performance: Evidence from GCC countries,
Research in International Business and Finance xxx (xxxx) xxx–xxx.
144. Richard Smith,1986, Capital raising, underwriting and the certification hypothesis,
Journal of Financial Economics, 1986, vol. 15, issue 1-2, 261-281
145. Robert Kieschnick, RabihMoussawi, 2018, Firm age, corporate governance, and
capital structure choices, Journal of Corporate Finance 48 (2018) 597–614.
146. Roszaini Haniffa and Mohammad Hudaib, 2006, Corporate Governance Structure and
Performance of Malaysian Listed Companies, Journal of Business Finance &
Accounting, 33(7) & (8), 1034–1062.
147. Ross, S.A. (1973) “The Economic Theory of Agency: The Principal’s Problem”. The
American Economic Review, Vol. 63, No. 2, pp. 134-139
148. Rose, C., 2007. Does female board representation influence firm performance?: The
Danish evidence. Corp. Gov.: Int. Rev. 15, 404–413.
149. Saeed Akbar Jannine Poletti và ctv (2016), More on the Relationship between
Corporate Governance and Firm Performance in the UK: Evidence from the
Application of Generalized Method of Moments Estimation, Research in
International Business and Finance.
150. Sabur Mollah, Omar Al Farooque, Wares Karim, 2012, Ownership structure,
corporate governance and firm performance Evidence from an African
emerging market, Studies in Economics and Finance Vol. 29 No. 4, 2012 pp.
301-319
151. Sanjai Bhagat, Brian Bolton, (2008), Corporate governance and firm performance,
Journal of Corporate Finance 14 (2008) 257–273
152. S.Buvanendra, P.Sridharan, Thiyagarajan, 2017, Firm characteristics, corporate
governance and capital structure adjustments: A comparative study of listed
firms in Sri Lanka and India, IIMB Management Review (2017) 29, 245–258
153. Shleifer, A. and Vishny, R.W. (1997) “A Survey Of Corporate Governance”. Journal
of Finance, Vol. 52, No. 2, pp. 737-783
154. Sobel, M.E (1982). Asymptotic confidence intervals for indirects in structural
equation models. In.S. Leinhadt (ED), Sciological Methodology, p290-
212.Washington, DC:American Sociological Association.
155. Stephen P. Ferris, , Kwangwoo Park, (2005), Foreign Ownership and Firm value:
Evidence from, Advances in Financial Economics, Volume 11.
156. Stewart C Myers, 1984, The Capital Structure Puzzle, Journal of Finance, 1984, vol.
39, issue 3, 575-92
157. Strøm, R.Ø., D’Espallier, B., Mersland, R., 2014. Female leadership, performance,
and governance in microfinance institutions. J. Bank. Finance 42, 60–75.
158. First Published June 1, 1988 Review Article, First Published June 1, 1988 Review
Article
159. Suto, M., 2003. Capital structure and investment behaviour of Malaysian firms in the
1990: a study of corporate governance before the crisis. Corp. Gov.: Int. Rev.
11, 25–39.
160. Sundaram, A.K. and Inkpen, A.C. (2004) “The Corporate Objective Revisited”
Organization Science, Vol. 15, No. 3, pp. 350-363.
161. Surya Bahadur G. C. (2016). Corporate Governance and Firm Performance: Empirical
Evidence from India. Journal of Business and Management Research. Vol.1, No.2,
pp.48-65.
162. Simpson, W.G., Gleason, A.E., 1999. Board structure, ownership, and financial
distress in banking firms. Int. Revi. Econ. Finance 8, 281–292.
163. Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics (3rd ed.). New
York: HarperCollins.
164. Thi Phuong Vy Le, Thi Bich Nguyet Phan, 2017, Capital structure and firm
performance: Empirical evidence from a small transition country, Research in
International Business and Finance 42 (2017) 710–726.
165. Thomsen và Pedersen, 2000. Ownership Structure and Economic Performance in the
Largest European Companies. Strategic Management Journal, 1097-2066.
166. Tristan Nguyen & Huy-Cuong Nguyen, 2015, Capital Structure and Firms’
Performance: Evidence from Vietnam’s Stock Exchange, International Journal
of Economics and Finance; ISSN 1916-971X E-ISSN 1916-9728
167. Uchida, K., 2011. Does corporate board downsizing increase shareholder value?:
Evidence from Japan. Int. Rev. Econ. Finance 20, 562–573.
168. Umawadee Detthamronga, Nongnit Chancharata, Chaiporn Vithessonthi, (2017),
Corporate governance, capital structure and firm performance: Evidence from
Thailand, Research in International Business and Finance 42 (2017) 689–709.
169. Van Essen, M., van Oosterhout, J. H., & Carney, M. (2012). Corporate boards and the
performance of Asian firms: A meta-analysis. Asia Pacific Journal of
Management, 29(4), 873-905.
170. Víctor M. González, (2013), Leverage and corporate performance: International
evidence, International Review of Economics and Finance 25 (2013) 169–184
171. Wald, “How Firm Characteristics Affect Capital Structure: An International
Comparison,” Journal of Fi- nancial Research, Vol. 22, No. 2, 1999, pp. 161-
187.
172. Wen, Y., Rwegasira, K., Bilderbeek, J., 2002. Corporate governance and capital
structure decisions of the Chinese listed firms. Corp. Gov.: Int. Rev. 10, 75–83.
173. Wheeler, D., Colbert, B. and Freeman, R.E. (2003) “Focusing On Value: Reconciling
Corporate Social Responsibility, Sustanibility And A Stakeholder Approach In
A Network. World”. Journal of General Management, Vol. 28, pp. 1-28.
174. Williamson, O. (1988). Corporate finance and corporate governance, Journal of
Finance, vol. 43, no. 3, pp. 567-591.
175. Wiwattanakantang, Y., 1999. An empirical study on the determinants of the capital
structure of Thai firms. Pac.-Basin Finance J. 7, 371–403.
176. Wiwattanakantang, Y., 2001. Controlling shareholders and corporate value: evidence
from Thailand. Pac.-Basin Finance J. 9, 323–362.
177. Ya-Kai Chang, Robin K. Chou, Tai-Hsin Huang, 2014, Corporate governance and the
dynamics of capital structure: New evidence, Journal of Banking & Finance 48
(2014) 374–385.
178. Yan Ling, Zeki Simsek, 2008, The Impact of Transformational CEOs on the
Performance of Small- to Medium-Sized Firms: Does Organizational Context
Matter? Journal of Applied Psychology 2008, Vol. 93, No. 4, 923–934
179. Yermack, D., 1996. Higher market valuation of companies with a small board of
directors. J. Financ. Econ. 40, 185–211.
180. Zelechowski, D.D., Bilimoria, D., 2004. Characteristics of women and men corporate
inside directors in the US. Corp. Gov.: Int. Rev. 12, 337–342.
181. Zhang, Q., Chen, L., Feng, T., 2014. Mediation or moderation? The role of R & D
investment in the relationship between corporate governance and firm
performance: empirical evidence from the Chinese IT industry. Corp. Gov.:
Int. Rev. 22, 501–517.
TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG VIỆT
1. Đoàn Ngọc Phúc, Lê Văn Thông, 2014, Tác động của quản trị doanh nghiệp đến hiệu
quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp sau cổ phần hóa ở Việt Nam, tạp
Kinh tế &phát triển số 203 (5) 2014.
2. Huỳnh Quang Linh, 2016, Mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và hiệu quả kinh
doanh: trường hợp các doanh nghiệp tại TP. Hồ Chí Minh, Tạp chí Công nghệ
ngân hàng Số 136 (07).2017
3. Phan Thanh Hiệp, 2016, Ảnh hưởng của cấu trúc vốn lên kết quả kinh doanh của
doanh nghiệp sản xuất công nghiệp, tạp chí tài chính số (07).2016.
4. Trương Thị Phương Ly, 2015, Nghiên cứu mối quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và
quyết định đầu tư: Bằng chứng thực nghiệm ở các công ty phi tài chính Việt
Nam.
5. Mai Thị Phương Thùy, Trương Nguyễn Tường Vi (2018) Tác động của quản trị doanh
nghiệp đến cấu trúc vốn của công ty tạp chí tài chính cơ quan thông tin của bộ
tài chính.
6. Nguyễn Thu Hiền và các cộng sự, 2016, Quản trị công ty và quá trình điều chỉnh động
cấu trúc vốn- quan sát từ các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng
khoán Việt Nam. tạp chí khoa học trường đại học Mở Tp.HCM, số 50 (5)
2016.
7. Nguyễn Hữu Huân và cộng sự (2014). Cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp tại Việt
Nam. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, 10, 50 – 60.
8. Lê Thị Thanh Thúy (2013) mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp-
Nghiên cứu thực nghiệm ở thị trường chứng khoán Việt Nam
9. Võ Minh Long, 2017, Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp: Trường
hợp công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoáng thành phố Hồ Chí Minh,
tạp chí khoa học trường đại học Mở Tp.HCM, số 53 (2) 2017
10. Phan Bùi Gia Thủy,Trần Đức Tài, Trần Thị Tú Anh, Ảnh hưởng của đặc điểm tổng
giám đốc điều hành đến hiệu quả hoạt động DN, Tạp chí Khoa học Đại học Mở
TP. Hồ Chí Minh – số 55 (4) 2017
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 0: Kiểm soát tác động cố định cho nhóm ngành và năm để đảm bảo kết quả
ước lượng cho các mô hình
TobinQ
ROA
• Nhóm ngành
Dữ liệu mẫu bao gồm 10 phân nhóm ngành chính trong đó ngành buôn bán chiếm 8.24% (35
công ty), bán lẻ chiếm 3.08% (12 công ty), công nghệ và thông tin chiếm 4.24% (17 công ty),
Dịch vụ chuyên môn, khoa học và công nghệ chiếm 2.49% (10 công ty), dịch vụ lưu trú và ăn
uống chiếm 1.41% (8 công ty), Khai khoáng chiếm 4.02 (16 công ty), sản xuất chiếm 34.10%
(146 công ty), tiện ích chiếm 6.33% (27 công ty), Vận tải và kho bãi chiếm 6.33% (33 công
ty) và xây dựng và bất động sản chiếm 28.24% (121 công ty).
PHỤ LỤC 1: Mô tả biến
PHỤ LỤC 2: Mô tả biến theo từng năm
PHỤ LỤC 3: Ma trận tương quan giữa các biến
BẢNG GIÁ TRỊ TRUNG BÌNH CÁC BIẾN QUA CÁC NĂM
Biến
Năm TobinQ Top Indep AD_Size BD_Size Growth F_Size Fix_Ass Age LEV ROA
2009 0.9844 0.4686 1.1193 1.6848 0.3368 26.5924 0.2932 2.7776 0.5251 0.1208
2010 0.9942 0.4607 1.1169 1.6870 0.2716 26.8106 0.2929 2.8515 0.5119 0.1240
2011 0.7954 0.4671 1.1177 1.6906 0.1424 26.9369 0.2927 2.8557 0.5236 0.1107
2012 0.7988 0.4749 0.3953 1.1168 1.6949 0.0501 26.9627 0.2925 2.9244 0.5209 0.0930
2013 0.8251 0.4801 0.3926 1.1173 1.6975 0.0755 27.0131 0.2832 3.0453 0.5165 0.0856
2014 0.8578 0.4832 0.3994 1.1173 1.6987 0.1012 27.0759 0.2680 3.0992 0.5078 0.0878
2015 0.8282 0.4843 0.3950 1.1136 1.6947 0.1377 27.1601 0.2365 3.1495 0.5011 0.0963
2016 0.8383 0.4812 0.3915 1.1107 1.6932 0.1207 27.2355 0.2307 3.1979 0.4983 0.0907
2017 0.8174 0.4897 0.3922 1.1140 1.6920 0.1294 27.3300 0.2260 3.2426 0.5016 0.0908
2018 0.9169 0.5620 0.3937 1.1127 1.7036 0.0866 27.3681 0.2316 3.2850 0.5026 0.0870
2019 1.0433 0.5147 0.3902 1.1061 1.7054 0.0480 27.4750 0.2255 3.2897 0.4910 0.0792
2020 1.1267 0.6119 0.4011 1.1089 1.7058 0.3908 27.4927 0.2255 3.3046 0.4884 0.0690
2021 1.4906 0.5775 0.4098 1.1090 1.7005 0.1201 27.5728 0.2082 3.3440 0.4892 0.0659
• Kết quả kiểm định cho mô hình hồi quy quản trị công ty tác động đến
cấu trúc vốn
PHỤ LỤC 4: Kiểm định phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng
tuyến
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình không có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF < 10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
Tóm lại:
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan (Phụ
lục số 4) cho thấy mô hình quản trị công ty và cấu trúc vốn không có đa cộng tuyến (Vif =
1.31<10). Mô hình có phương sai sai số thay đổi và tự tương quan (P.value =0.000) và Tiếp
theo tác giả sẽ kiểm tra tính nội sinh của mô hình thông qua hai bước. Đầu tiên là hồi quy
“Regress“ và kiểm định Durbin-Wu Hausman test.
PHỤ LỤC 5: Kiểm định Regress
Kết quả cho thấy có 7 biến tác động đến cấu trúc vốn là quy mô hội đồng quản trị
(BD_Size), nữ tổng giám đốc điều hành (Women), quy mô công ty (F_Size), tuổi của công
ty (Age), tăng trưởng (Growth), tài sản cố định (fix_Ass) và biến dịch Covid (Covid_19).
Trong khi đó có 4 biến không tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp là quy mô ban
kiểm soát (AD_Size), thành viên hội đồng quản trị độc lập (Indep) sở hữu tập trung (Top),
và quyền kiêm nhiệm (Dual). Như vậy có thể thấy 7 biến tác động đến cấu trúc vốn doanh
nghiệp và có khả năng bị nội sinh. Tác giả thực hiện việc kiểm tra nội sinh dựa trên mô hình
của quản trị công ty và cấu trúc vốn. Kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-
sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các
biến công cụ (Roodman, 2009). Các biến quản trị doanh nghiệp tác động đến cấu trúc vốn
đều có khả năng nội sinh (Tuan Nguyen và ctv, 2014; Wintoki và ctv, 2012).
PHỤ LỤC 6: Kiểm định Durbin – Wu test
Kết quả của thử nghiệm DWH cho kết quả (Chi-sq (2) = 18.1343; p = 0.001), vì vậy
có thể kết luận rằng có tính nội sinh (P.value < α ) trong mô hình quản trị công ty và cấu trúc
vốn ở các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Hiện tượng nội sinh làm
cho các ước lượng thu được bằng phương pháp hồi quy tuyến tính cổ điển (OLS, FEM hay
REM) không còn là ước lượng vững. Do đó, để khắc phục vấn đề này nghiên cứu áp dụng
ước lượng GMM. Kiểm định Durbin-Wu Hausman đã cho kết quả mô hình nội sinh, tác giả
tiếp tục dùng kiểm định ‘Ivreg2“ để kiểm định tính phù hợp của biến nội sinh, biến ngoại
sinh và biến công cụ cho mô hình.
PHỤ LỤC 7: Kiểm định Ivreg2 – Kiểm định sự phù hợp của biến nội sinh, ngoại sinh và
biến công cụ
Kiểm định Iv redundancy test cho thấy biến công cụ hoàn toàn phù hợp với mô hình (p.value
= 0.000). Sargan statistic (overidentification test of all instruments) cho thấy biến công cụ là
biến ngoại sinh (p.value = 0.3981 > α), nghĩa là không tương quan với sai số của mô hình.
Kiểm định biến nội sinh "Endogeneity test" cho thấy sự tồn tại của hiện tượng nội sinh
(p.value = 0.0001 < α) và biến công cụ đã được chọn đạt yêu cầu vì không có tương quan với
phần dư của mô hình hồi quy ban đầu, từ đó giải quyết tốt hiện tượng nội sinh.
PHỤ LỤC 8: Kiểm định GMM quản trị công ty và cấu trúc vốn doanh nghiệp
v Kiểm định GMM cơ bản
v Kiểm định GMM khi thêm các biến quản trị công ty
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq)
với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến
công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 5,6,7. Các biến AD_Size, Fix_Ass,
Indep là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục 5,6,7).
v Kết quả kiểm định cho tác động của quản trị công ty đến hiệu quả hoạt
động doanh nghiệp
PHỤ LỤC 9: Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho mô hình hồi quy quản trị công ty
và hiệu quả hoạt động (TobinQ)
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF <10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
PHỤ LỤC 10: Kiểm định phương sai sai số thay đổi cho mô hình hồi quy quản trị công
ty và hiệu quả hoạt động (ROA)
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình không có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình không có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF <10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
Tóm lại: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi và tự tương quan (Phụ
lục số 9,10) cho thấy mô hình không có đa cộng tuyến (VIF = 1.31<10 (TobinQ) và
VIF=1.30<10 (ROA). Mô hình có phương sai sai số thay đổi và tự tương quan cho cả TobinQ
và ROA có P.value =0.000 và tiếp theo tác giả sẽ kiểm tra tính nội sinh của mô hình thông
qua hai bước. Đầu tiên là hồi quy “Regress“ và kiểm định Durbin-Wu Hausman test.
• PHỤ LỤC 11: Kiểm định hồi quy Reg cho TobinQ và ROA
• Kiểm định hồi quy Reg cho TobinQ
Có 8 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 3 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
• Kiểm định hồi quy Reg cho ROA
Có 7 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 4 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 12: Kiểm định nội sinh cho quản trị công ty và hiệu quả hoạt động doanh
nghiệp
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến BD_Size, Women, Dual là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 8 biến có tác
động đến TobinQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ Growth, Fix_Ass, Age, F_Size (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến BD_Size, Women là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 7 biến có tác động
đến ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự do
đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ, Age,
F_Size, Growth, Industry (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 13: Kiểm định Ivreg2- kiểm định sự phù hợp của biến nội sinh, biến công cụ
và biến ngoại sinh cho mô hình
• TobinQ
Kiểm định Iv redundancy của TobinQ cho kết quả p.value = 0.000, cho thấy biến công cụ
hoàn toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (kiểm định overidentification của tất cả các
công cụ) có kết quả p.value = 0.6552 > α (TobinQ), chứng tỏ biến công cụ là biến ngoại sinh
và không tương quan với sai số của mô hình. Kiểm định Endogeneity test cho TobinQ có kết
quả p.value = 0.000 < α, cho thấy sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Kết quả này cũng cho
thấy biến công cụ đã được lựa chọn đáp ứng yêu cầu không có tương quan với phần dư của
mô hình hồi quy ban đầu và đóng vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh tốt.
. ROA
Iv redundancy test cho biến ROA có giá trị p-value bằng 0.000, cho thấy biến công cụ hoàn
toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (overidentification test of all instruments) cho giá
trị p-value = 0.4234 > α (ROA), do đó biến công cụ được xem là ngoại sinh, tức là không
tương quan với sai số của mô hình. Kiểm định nội sinh (Endogeneity test) cho biến ROA cho
giá trị p-value = 0.000, thể hiện sự tồn tại của hiện tượng nội sinh và xác nhận rằng biến công
cụ được chọn đáp ứng yêu cầu không có tương quan với phần dư của mô hình hồi quy ban
đầu, do đó đã thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh.
PHỤ LỤC 14: Kiểm định GMM cho quản trị công ty đến HQHĐ doanh nghiệp
• TOBINQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women, Dual là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 11,12,13. Các biến Age,
F_Size, Growth, Indep là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước
tại phụ lục 11,12,13).
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women, là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq)
với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến
công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 11,12,13. Các biến Age, F_Size,
Top là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục
11,12,13).
• Kiểm định cấu trúc vốn tác động đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
PHỤ LỤC 15: Kiểm định phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa công tuyến cho
TobinQ, ROA
• TobinQ
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
• ROA
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
PHỤ LỤC 16: Kiểm định mô hình hồi quy Reg của cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt đông
doanh nghiệp
• TobinQ
Có 5 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 1 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
• ROA
Có 4 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 2 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 17: Kiểm định nôi sinh của cấu trúc vốn tác động đến hiệu quả
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Covid_19 và LEV là nội sinh (2 biến nội sinh này nằm trong 5 biến có tác động đến
TobinQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự do
đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ, Age,
F_Size, Growth (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Growth và LEV là nội sinh (2 biến nội sinh này nằm trong 4 biến có tác động đến
ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự do đến
8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ, Fix_Ass,
Age, F_Size (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 18: Kiểm định Ivreg2- kiểm định sự phù hợp của biến nội sinh, ngoại sinh và
biến công cụ cho mô hình cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
• TobinQ
Iv redundancy test của biến TobinQ cho thấy p-value = 0.000, cho thấy biến công cụ hoàn
toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (overidentification test of all instruments) có giá
trị P.value = 0.2205 > α (TobinQ), cho thấy biến công cụ là ngoại sinh, tức là không có tương
quan với sai số của mô hình. Kiểm định nội sinh cho biến TobinQ “Endogeneity test” có
P.value = 0.000 < α, cho thấy sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Kiểm định này cũng đồng
nghĩa với việc biến công cụ đã được lựa chọn đáp ứng yêu cầu không có tương quan với phần
dư của mô hình hồi quy ban đầu và đã thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh.
• ROA
Iv redundancy test cho biến ROA có giá trị p-value = 0.000, cho thấy rằng biến công cụ hoàn
toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (overidentification test of all instruments) có giá trị
P.value = 0.2813 > α (ROA), cho thấy rằng biến công cụ ROA là ngoại sinh và không tương
quan với sai số của mô hình. Kiểm định biến nội sinh cho ROA được gọi là "Endogeneity
test" và có giá trị P.value = 0.000 < α, xác nhận sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Kết quả
kiểm định này cũng cho thấy rằng biến công cụ đã chọn đạt yêu cầu, tức là không tương quan
với phần dư của mô hình hồi quy ban đầu và đã thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội
sinh.
PHỤ LỤC 19:Kiểm định GMM cho cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
• TobinQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Biến LEV và
Covid_19 là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc
tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ
(Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 16,17,18. Các biến F_Size, Age, Growth là
biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục 16,17,18.
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Biến LEV và
Growth là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự
do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ
(Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 16,17,18. Các biến F_Size, Covid_19,
Fix_Ass là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục
16,17,18.
v Tác động của quản trị công ty và cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động
doanh nghiệp
PHỤ LỤC 20: Kiểm định phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến
• TobinQ
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình không có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình không có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
• ROA
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình không có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình không có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
PHU LỤC 21: Kiểm định hồi quy Reg
• TobinQ
Có 10 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 2 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
• ROA
Có 6 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 6 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
PHU LỤC 22: Kiểm định mô hình nội sinh
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến BD_Size, Women, Dual là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 10 biến có tác
động đến ToninQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ Age, F_Size, Growth, Indep (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Top, Women, LEV là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 6 biến có tác động
đến ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự do
đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ Age,
F_Size, BD_Size, Covid_19 (Roodman, 2009).
PHU LỤC 23: Kiểm định Ivreg2- kiểm định sự phù hợp của biến công cụ, nội sinh và
ngoại sinh
• TobinQ
Kết quả kiểm định Iv redundancy của TobinQ cho p.value = 0.000, chứng tỏ biến công cụ
phù hợp hoàn toàn với mô hình. Kết quả kiểm định Sargan statistic (overidentification test of
all instruments) có giá trị P.value = 0.5925 > α (TobinQ), cho thấy biến công cụ là ngoại sinh,
tức là không có tương quan với sai số của mô hình. Kiểm định biến nội sinh "Endogeneity
test" cho P.value = 0.000 < α, khẳng định sự tồn tại của hiện tượng nội sinh, cũng đồng nghĩa
với việc khẳng định biến công cụ đã chọn đáp ứng yêu cầu không có tương quan với phần dư
của mô hình hồi quy ban đầu và đóng vai trò tốt trong việc khắc phục hiện tượng nội sinh.
ROA
Kiểm định redundancy IV của ROA với giá trị p.value = 0.000 cho thấy biến công cụ hoàn
toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (overidentification test of all instruments) với giá
trị p.value = 0.3394 > α (ROA) cho thấy biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không tương
quan với sai số của mô hình. Kiểm định biến nội sinh “Endogeneity test” với giá trị p.value =
0.000 < α khẳng định sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Kiểm định này cũng cho thấy rằng
biến công cụ được chọn đáp ứng yêu cầu về không có tương quan với phần dư của mô hình
hồi quy ban đầu và do đó đã thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh.
PHU LỤC 24: Kiểm định GMM cho tác động của quản trị công ty và cấu trúc vốn đến
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
• TobinQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women, Dual là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 21,22,23. Các biến
AgeF_Size, Growth, Indep là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng
bước tại phụ lục 21,22,23.
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến Top,
Women, LEV là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 21,22,23. Các biến Age, F_Size,
BD_Size, Covid_19 là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại
phụ lục 21,22,23.
v Kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu quả hoạt động
doanh nghiệp
PHỤ LỤC 25: Kiểm định phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến
TobinQ
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
• ROA
• Kiểm định phương sai sai số thay đổi
P.value = 0.000 nên mô hình có phương sai sai số thay đổi
• Kiểm định tự tương quan
P.value = 0.000 nên mô hình có tự tương quan
• Kiểm định đa cộng tuyến
VIF<10 nên mô hình không có đa cộng tuyến
• PHỤ LỤC 26: Kiểm định hồi quy Reg
• TobinQ
Có 8 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 4 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
• ROA
Có 7 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 5 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
PHU LỤC 27: Kiểm định mô hình nội sinh
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Top2, women, Dual là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 8 biến có tác động
đến TobinQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự
do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ
Age, F_Size , Growth, Indep (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.0015, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến BD_Size, women, Top là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 7 biến có tác
động đến ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc
tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ
Age, F_Size , Dual, Indep (Roodman, 2009).
PHU LỤC 28: Kiểm định Ivreg2- kiểm định sự phù hợp của biến công cụ, nội sinh và
ngoại sinh
• TobinQ
Kết quả kiểm định Iv redundancy test cho TobinQ cho thấy p-value = 0.000, cho thấy biến
công cụ hoàn toàn phù hợp với mô hình. Sargan statistic (overidentification test of all
instruments) có giá trị p-value = 0.4585 > α (TobinQ), chứng tỏ biến công cụ là ngoại sinh,
tức là không tương quan với sai số của mô hình. Kiểm định Endogeneity test cho TobinQ
cũng cho thấy giá trị p-value = 0.000 < α, xác nhận sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Điều
này có nghĩa là biến công cụ đã được chọn đạt yêu cầu là không có tương quan với phần dư
của mô hình hồi quy ban đầu và do đó đã hoàn thành tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội
sinh."
• ROA
kết quả kiểm định IV redundancy test cho biến ROA cho thấy giá trị p-value bằng 0.000,
chứng tỏ biến công cụ này hoàn toàn phù hợp với mô hình. Kiểm định Sargan statistic cho
biến ROA cũng cho thấy giá trị p-value = 0.9357 > α (ROA), cho thấy biến công cụ là ngoại
sinh và không tương quan với sai số của mô hình. Kiểm định nội sinh (Endogeneity test) cho
biến ROA cũng có giá trị p-value = 0.000, khẳng định sự tồn tại của hiện tượng nội sinh và
cho thấy biến công cụ đã chọn đạt yêu cầu là không có tương quan với phần dư của mô hình
hồi quy ban đầu, từ đó khắc phục hiện tượng nội sinh.
PHỤ LỤC 29: Kiểm định GMM cho mối quan hệ phi tuyến giữa sỡ hữu tập trung và
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
• TobinQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến Top2,
Women, Dual là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 26,27,28. Các biến Age, F_Size, Growth,
Fix_Ass là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục
26,27,28.
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women. Top là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 26,27,28. Các biến Age,
F_Size, Dual, Indep là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại
phụ lục 26,27,28.
• Kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu quả hoạt động
doanh nghiệp cho các công ty lớn và nhỏ
PHỤ LỤC 30: Hồi quy Reg cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu quả
hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô lớn
• TobinQ
Có 9 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 3 biến không có ý nghĩa thống kê.
Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-
sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các
biến công cụ (Roodman, 2009).
• ROA
Có 6 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 6 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 31: Hồi quy Reg cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu
quả hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô nhỏ
• TobinQ
Có 8 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 4 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009).
ROA
Có 5 biến có ý nghĩa thống kê và có khả năng nội sinh và 7 biến không có ý nghĩa thống
kê. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định nội sinh theo tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009)
PHỤ LỤC 32: Kiểm định nội sinh cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô lớn
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Top2, Covid_19, Dual là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 9 biến có tác
động đến TobinQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ Age, F_Size, BD_Size, Women (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến BD_Size, Women, Top là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 6 biến có tác
động đến ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc
tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ
Age, F_Size, Dual, Growth (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 33: Kiểm định nội sinh cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô nhỏ
• TobinQ
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến AD_Size, Women, Dual là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 8 biến có tác
động đến TobinQ và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với
bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công
cụ Age, F_Size, Indep, Fix_Ass (Roodman, 2009).
• ROA
Kết quả cho thấy Durbin-Wu-Hausman test có P.value =0.000, nên mô hình bị nội sinh.
Các biến Women, Covid_19 là nội sinh (các biến nội sinh này nằm trong 5 biến có tác động
đến ROA và được kiểm tra theo tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq) với bậc tự do
đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến công cụ Age,
F_Size, Dual (Roodman, 2009).
PHỤ LỤC 34: Kiểm định Ivreg2 – Kiểm định sự phù hợp của biến nội sinh, ngoại sinh
và biến công cụ cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu quả hoạt động
doanh nghiệp cho các công ty quy mô lớn
• TobinQ
Kết quả kiểm định IV redundancy test cho biến TobinQ của các công ty quy mô lớn cho thấy
giá trị p-value = 0.000, cho thấy biến công cụ này hoàn toàn phù hợp với mô hình. Kết quả
kiểm định Sargan statistic cho biến TobinQ của các công ty quy mô lớn cho thấy giá trị p-
value = 0.7839 > α (TobinQ), chứng tỏ biến công cụ là ngoại sinh và không tương quan với
sai số của mô hình. Kiểm định nội sinh cho biến TobinQ của các công ty quy mô lớn cũng có
giá trị p-value = 0.000, khẳng định sự tồn tại của hiện tượng nội sinh và cho thấy biến công cụ
đã chọn đạt yêu cầu là không có tương quan với phần dư của mô hình hồi quy ban đầu, từ đó
khắc phục hiện tượng nội sinh.
ROA
Kiểm định IV redundancy test cho biến ROA của các công ty quy mô nhỏ cho thấy giá trị p-
value bằng 0.000, cho thấy biến công cụ này hoàn toàn phù hợp với mô hình. Kết quả kiểm
định Sargan statistic cho biến ROA ở các công ty quy mô lớn cho thấy giá trị p-value =
0.4572 > α (ROA), cho thấy biến công cụ là ngoại sinh và không tương quan với sai số của
mô hình. Kiểm định nội sinh cho biến ROA cũng có giá trị p-value bằng 0.000, khẳng định sự
tồn tại của hiện tượng nội sinh và cho thấy biến công cụ đã chọn đạt yêu cầu là không có
tương quan với phần dư của mô hình hồi quy ban đầu, từ đó khắc phục hiện tượng nội sinh.
PHỤ LỤC 34: Kiểm định Ivreg2 – Kiểm định sự phù hợp của biến nội sinh, ngoại sinh
và biến công cụ cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và hiệu quả hoạt động
doanh nghiệp cho các công ty quy mô nhỏ
• TobinQ
Các kết quả kiểm định IV redundancy test cho biến TobinQ ở các công ty quy mô lớn cho
thấy p-value = 0.000, cho thấy biến công cụ được sử dụng là phù hợp. Kết quả kiểm định
Sargan statistic (overidentification test of all instruments) cho các công ty quy mô nhỏ là
P.value = 0.8400 > α (TobinQ), cho thấy biến công cụ là ngoại sinh, tức là không tương quan
với sai số của mô hình. Kiểm định biến nội sinh cho TobinQ "Endogeneity test" cho thấy
P.value = 0.000 < α, chứng tỏ sự tồn tại của hiện tượng nội sinh. Điều này đồng nghĩa với
việc khẳng định biến công cụ đã được chọn đạt yêu cầu là không tương quan với phần dư của
mô hình hồi quy ban đầu và đã thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh.
• ROA
IV redundancy test ở ROA của các công ty quy mô nhỏ với p.value = 0.000 cho thấy biến
công cụ hoàn toàn phù hợp và Sargan statistic ở các công ty quy mô nhỏ với P.value = 0.7540
> α (ROA) cho thấy biến công cụ là ngoại sinh, tức là không tương quan với sai số của mô
hình. Kiểm định biến nội sinh cho ROA "Endogeneity test" với P.value = 0.000 < α cho thấy
sự tồn tại của hiện tượng nội sinh, đồng nghĩa với việc khẳng định biến công cụ đã được chọn
đáp ứng yêu cầu không có tương quan với phần dư của mô hình hồi quy ban đầu và do đó đã
thực hiện tốt vai trò khắc phục hiện tượng nội sinh.
PHỤ LỤC 35: Kiểm định GMM cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô lớn
• TobinQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
Top2, Covid_19, Dual là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-
sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các
biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 30,32,34. Các biến Age,
F_Size, BD_Size, Women là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng
bước tại phụ lục 30,32,34).
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
BD_Size, Women, Top là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 30,32,34. Các biến Age,
F_Size, Dual, Growth là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước
tại phụ lục 30,32,34.
PHỤ LỤC 36: Kiểm định GMM cho mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu tập trung và
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cho các công ty quy mô nhỏ
• TobinQ
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
AD_Size, Women, Dual là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương
(Chi-sq) với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với
các biến công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 31,33,35. Các biến Age,
F_Size, Indep, Fix_Ass là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước
tại phụ lục 31,33,35.
• ROA
Câu lệnh Xtabond2 là phương pháp ước lượng GMM của Roodman, 2009. Các biến
Women, Covid_19 là biến nội sinh (kiểm định tuân theo phân phối Chi bình phương (Chi-sq)
với bậc tự do đến 8 cho số lượng các biến giải thích được kiểm tra tính nội sinh với các biến
công cụ (Roodman, 2009), đã được kiểm định tại phụ lục 31,33,35. Các biến Age, F_Size,
Dual là biến công cụ và ngoại sinh cũng đã được kiểm định theo từng bước tại phụ lục
31,33,35.