ẢNH HƯỞNG của rủi RO DÒNG TIỀN tới cấu TRÚC vốn của CHỨNG từ NIÊM yết TRÊN sàn CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

ẢNH HƯỞNG CỦA RỦI RO DÒNG TIỀN TỚI CẤU TRÚC VỐN CỦA CHỨNG TỪ NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM i MỤC LỤC CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu .2 1.3 Bố cục đề tài .3 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn 2.1.2 Lý thuyết đánh đổi 2.1.3 Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.4 Lý thuyết đại diện 2.2 Các nghiên cứu trước .10 CHƯƠNG 3.PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .13 3.1 Các giả thuyết, kỳ vọng- Mơ hình sở mơ tả biến 13 3.2 Dữ liệu nghiên cứu .18 3.3 Phương pháp nghiên cứu 20 3.4 Thống kê mô tả ma trận tương quan 22 3.4.1 Thống kê mô tả 22 3.4.2 Ma trận tương quan 25 CHƯƠNG 4.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 29 4.1 Kiểm định giả thuyết : Nợ doanh nghiệp có mối quan hệ tích cực có ý nghĩa với rủi ro dòng tiền .29 4.1.1 Kiểm định so sánh phù hợp phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM REM: 30 4.1.2 Kiểm định tượng phương sai sai số thay đổi tự tương quan bậc mơ hình chọn khắc phục khuyết tật mơ hình 32 ii 4.2 Kiểm định giả thuyết 2: Mối quan hệ tích cực nợ cấu trúc vốn biến động dòng tiền lớn số doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp 38 4.2.1 Kiểm định so sánh phù hợp phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM REM; tượng phương sai sai số thay đổi tự tương quan bậc mơ hình phân vị dòng tiền thứ (RANK 1) 39 4.2.2 Kiểm định so sánh phù hợp phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM REM; tượng phương sai sai số thay đổi tự tương quan bậc mơ hình phân vị dòng tiền thứ hai (RANK 2) 42 4.2.3 Kiểm định so sánh phù hợp phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM REM; tượng phương sai sai số thay đổi tự tương quan bậc mơ hình phân vị dòng tiền thứ ba (RANK 3) 45 4.2.4 Kiểm định so sánh phù hợp phương pháp ước lượng Pooled OLS, FEM REM; tượng phương sai sai số thay đổi tự tương quan bậc mơ hình phân vị dòng tiền thứ tư (RANK 4) 48 CHƯƠNG 5.KẾT LUẬN 55 5.1 Kết luận 55 5.2 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO .58 PHỤ LỤC 60 iii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Tên viết tắt Diễn giải TDM Nợ doanh nghiệp INDTDM Nợ trung bình ngành MB Giá trị thị trường sổ sách MVA Giá trị thị trường TANG Tàiisản hữuihình PROFIT Lợi nhuận doanh nghiệp SIZE Quy mô doanh nghiệp INF Lạm phát kỳ vọng CFV Biến động dòng tiền FEM Fixed Effects (Tác động cố định) REM Ramdom Effexts (Tác động ngẫu nhiên) OLS pooled Ordinary Least Squares pooled DANH MỤC BẢN iv Bảng 3.1: Tóm tắt biến mơ tả 18 Bảng 3.2: Thống kê mơ tả cho tồn mẫu .22 Bảng 3.3: Hệ số tương quan biến cấu trúc vốn rủi dòng tiền doanh nghiệp 25 Bảng 3.4: Hệ số phóng đại phương sai 26 Bảng 4.1 Bảng kết kiểm định F mơ hình 30 Bảng 4.2:Bảng kết kiểm định Hausman Test mơ hình .30 Bảng 4.3: Bảng Kết kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) phương sai thay đổi (Modified Wald test) mơ hình 31 Bảng 4.4 Kết ảnh hưởng rủi ro dòng tiền đến cấu trúc vốn doanh nghiệp mẫu nghiên cứu .33 Bảng 4.5 Bảng kết kiểm định F mơ hình 39 Bảng 4.6: Bảng kết kiểm định Hausman Test mơ hình 40 Bảng 4.7: Bảng Kết kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) phương sai thay đổi (Modified Wald test) mơ hình 41 Bảng 4.8 Bảng kết kiểm định F mơ hình 42 Bảng 4.9: Bảng kết kiểm định Hausman Test mơ hình 43 Bảng 4.10: Bảng Kết kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) phương sai thay đổi (Modified Wald test) mơ hình 44 Bảng 4.11: Bảng kết kiểm định F mơ hình 45 Bảng 4.12: Bảng kết kiểm định Hausman Test mơ hình 46 Bảng 4.13: Bảng Kết kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) phương sai thay đổi (Modified Wald test) mơ hình 47 Bảng 4.14 Bảng kết kiểm định F mơ hình 48 Bảng 4.15: Bảng kết kiểm định Hausman Test mô hình 49 Bảng 4.16: Bảng kết kiểm định tự tương quan (Wooldridge test) phương sai thay đổi (Modified Wald test) mơ hình 50 Bảng 4.17: Kết ảnh hưởng rủi ro dòng tiền đến cấu trúc vốn doanh nghiệp phân vị dòng tiền hoạt động mẫu nghiên cứu 51 v TÓM TẮT Với sở liệu từ báoicáoitàiichính 125 doanhinghiệp phiitàiichính, khóa luận xem xét ảnhihưởng rủiiro dòngitiền đến cấuitrúcivốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 tới năm 2018 Tác giả tiếp cận đề tài theo hai luận Thứ nhất, tác giả tìm mốiiquanihệ biến động dịngitiền nợ cấuitrúcivốn âm hay dương Kết phát rằng, biếniđộngidịngitiền có táciđộng tiêu cực tới nợ cấuitrúcivốn doanhinghiệp Thứ hai, rủioro dòngotiền tácođộng tới cấuotrúcovốn lớn dịngotiền hoạtiđộng thấp Cũng có nghĩa là, doanhinghiệp mà có dịngitiền hoạt động nhỏ ảnhihưởng biếniđộng dịngitiền nhiều so với doanh nghiệp lớn Nóiicáchikhác, gặp khủng hoảng, thân doanh nghiệp có dịngitiền hoạtiđộng nhỏ gặp rủiiro lớn doanhinghiệp có dịngitiền hoạtiđộng lớn Qua đó, khẳng định tầmiquanitrọng rủiiro dịngitiền với nợ chứngitừ niêmiyết trênisàn chứngikhốn Cịn thấy mốiiquanihệ giữairủiiro dòng tiền cấuitrúcivốn liên hệ với nào, để áp dụng vào thực tiễn phát triển nghiênicứu khảoisát sau Từ khóa: biến động dịng tiền, rủi ro dịng tiền, nợ, cấu trúc vốn, mối quan hệ vii CHƯƠNG 1.1 GIỚI THIỆU Lý chọn đề tài Mối quan hệ rủi ro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán nhận quan tâm, để ý tác giả khác trước Bất kể ảnh hưởng rủi ro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán chưa quán Đầu tiên, theo Bates cộng (2009) có chứng tăng thêm biến động dịngitiền cóithể dẫniđến thiếu hụt tiền mặt cho doanhinghiệp Thứ hai, có chứng quán tăng lên số lượng doanhinghiệp thị trường với dòng tiền âm (RitterivàiWelch, 2002; Famaivà French, 2004; Denis vàiMcKeon, 2016) Những thay đổi tiêu cực bất ngờ dịng tiền việc cácidoanhinghiệp khơng thể tạo dịngitiền hoạtiđộng tích cực khiến doanhinghiệp khơng tạo đủ dòngitiền để đáp ứng yêu cầu tiền mặt để trì phát triển kinh doanh họ Huang Ritter (2016) choithấyirằngitrong hồn cảnh doanhinghiệp có nhu cầu tiềnimặt ngắn hạn có nhiều khảinăng phátihành nợ hơn, Huang Ritter cũngithấy doanh nghiệp có nguy cạn kiệt tiềnimặt năm cụ thể 11 lần nhiều khả phát hành nợ doanh nghiệp không phảiiđốiimặt với rủiiro tương tự Theo Graham & Harvey (2001) dòngitiền biến động thuinhập yếu tố quan trọng thứ ba ảnhihưởng đến phán phátihành nợ Ở Mỹ bốn quốc gia châu Âu (Anh, Pháp, Đức Hà Lan), dòngitiền biếniđộng thuinhập coi yếu tố thứ hai thứ ba liên quan đến lựa chọn giám đốc tài (Brounen, de Jong, & Koedijk, 2004) yếu tố định quan trọng thứ tư lựa chọn cấuitrúc vốn phân tích mở rộng cho phản ứng nhà quản lý mẫu rộng doanhinghiệp 16 quốc gia châu Âu (Bagar & Mittoo, 2004) Các khảo sát thực quốc gia khác xác nhận tầm quan trọng biến động dòng tiền Ví dụ, nhà điều hành Hàn Quốc coi dịng tiền biếniđộngithu nhập quan trọng sau linh hoạt tài (Lee, Oh, & Park, 2014) Graham Harvey (2001) xác nhận doanh nghiệp xem xét biếniđộng dòngitiền đưa định tài Tuy nhiên, lo ngại biến động, hiểu biết biếniđộng dịngitiền ảnhihưởng đến định tài lựa chọn cấuitrúcivốn cịn phát triển Ví dụ, có lý thuyết mạnh mẽ lý biến động dòng tiền lại quan trọng đốiivới doanhinghiệp sách tài chính, chứng thực nghiệm cho thấy mốiiquanihệ có ý nghĩa thống kê biến động dòng tiền địn bẩy tài  Ví dụ, danh sách yếu tố tác động tới cấuitrúcivốn doanh nghiệp Frank Gidel (2009) bao gồm lợi nhuận, tính hữu hình, quyimơ doanhinghiệp thịitrường, biếniđộng dịngitiền khơng có danh sách Do tính biếniđộng dịngitiền lợi nhuận có mốiitươngiquan ngược chiều (Bloom 2014) hai có khả nội sinh, nên việc xác định ảnh hưởng thay đổi biến động đòn bẩy đòi hỏi cách để xác định thay đổi ngoại sinh thu nhập biến động Các khảo sát trước sử dụng thay đổi ngoại sinh cạnh tranh ngành để xác định thay đổi lợi nhuận tương lai Ví dụ, dựa tài liệu bao quát cạnh tranh nhập lợi nhuận ngành, Xu (2012) sử dụng thay đổi thuế quan tỷ giá hối đối cơng cụ để thay đổi lợi nhuận tương lai Sức hấp dẫn việc sử dụng cạnh tranh nhập công cụ cho lợi nhuận tương lai hàng nhập có khả ảnh hưởng đến lợi nhuận có lý để tin chúng bị ảnh hưởng lợi nhuận đòn bẩy doanh nghiệp Tuy nhiên, Valta (2012), Irvine Pontiff (2009) người khác ra, cạnh tranh ảnh hưởng đến biến độngidịngitiền Bên cạnh đó, nghiên cứu trước Việt Nam dồn vào phân tích mối quanihệ rủi ro dòngitiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán, chưa xem xét đến ảnh hưởng cụ thể rủiiro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam Do đó, thấy cần thiết phải tìmihiểu vấniđề Việt Nam Đó lý tác giả lựa chọn đề tài “Ảnh hưởng rủiiro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam” cho luậnivănitốtinghiệp 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Luận văn tốt nghiệp nghiên cứu với mục đích nhằm khai triển làm rõ ảnhihưởng rủiiro dòngitiền với cấuitrúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Từ mục đích này, tác giả tập trung vào câu hỏi nghiên cứu: Câu hỏi 1: Có tồn mốiiquanihệ rủiiro dòngitiền với cấuitrúcivốn chứng từ niêmiyết sànichứngikhốn Việt Nam hay khơng? Nếu có mối quan hệ tích cực tiêu cực? Câu hỏi 2: Mối quanihệ nợ biếniđộng dòng tiền thay đổi từngiphânivị dòngitiền hoạtiđộng doanh nghiệp? 1.3 Bố cục đề tài Chương 1: Giới thiệu đề tài nghiên cứu Bài nghiên cứu tập trung đề cập đến lý tác giả chọn đề tài, xáciđịnh mụcitiêu nghiên cứu để hai sở lý đưa câu hỏi nghiên cứu Bên cạnh chương đề cập đến bố cục đề tài Chương 2: Tổngiquan tình hình nghiên cứu Chương đề cập đến sở lý thuyết làm luận khoa học cho luận văn Đồng thời đưa bằngichứng thựcinghiệm thực tế từ nghiên cứu trước ảnhihưởng rủiiro dòngitiền tới cấu trúcivốn chứng từ niêmiyết sàn chứng khoán Việt Nam Chương 3: Phươngipháp nghiênicứu Trong chương này, nghiên cứu trình bày giả thuyết, kỳ vọng, liệu, số liệu nghiên cứu, mô hình nghiên cứu, mơ tả biến phương pháp ước lượng mà sử dụng Đồng thời, chương trình bày thốngikê mơitả maitrận tươngiquan cácibiến nghiênocứu Chương 4: Kết nghiên cứu Ở chương này, nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết đề cập chương Hồi quy mô hình, báo cáo thảoiluận kếtiquả đạt Chương 5: Kết luận Trongochương nghiên cứu đưa kếtiluận, hạnichế định hướng tương lai CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết cấu trúc vốn Cơng trình lý thuyết cấu trúc vốn Modgliani Miller (1958) tạo thúc đẩy đáng kể việc phát triển khuôn khổ lý thuyết mà từ lý thuyết sử dụng hầu hết nghiên cứu tài (Abor, 2005) Modgliani Miller (MM) cho thị trường hồn hảo, thị trường khơng có chi phí giao dịch tỷ lệ vay cho tỷ lệ cho vay với tỷ lệ vay miễn phí; thêm vào đó, thị trường hồn hảo việc đánh thuế khơng có rủi ro tính tính khơng ổn định luồng tiền Theo đó, Modgliani Miller cho doanh nghiệp có hội kinh doanh giống tiền lãi mong đợi hàng năm giống phải có tổng giá trị giống bất chấp cấu trúc vốn giá trị doanh nghiệp phải phụ thuộc vào giá trị hoạt động nó, khơng phải dựa cách thức cấp vốn Tuy nhiên thực tế giả định thị trường vốn hồn hảo MM khơng tồn tại, lý thuyết đánhiđổi trật tự phân hạng phát triển nhằm mục đích giải thích mối quan hệ cấu trúc vốn giá trị doanh nghiệp Lý thuyết cấu trúc vốn chủ yếu bị chi phối thảo luận lý thuyết đánh đổi lý thuyết trậtitự phânihạng (Myers 1984) Tuy nhiên, Frank Goyal (2008) lại cung cấp lý cho câu hỏi “tại sao, với hai lý thuyết thống trị này, lý thuyết cấu trúc vốn thiếu mơ hình để giúp xác định yếu tố định lựa chọn cấu trúc vốn?” Cấu trúc vốn liên quan đến mức tài doanh nghiệp có từ nợ vốn chủisở hữu Một mà cácodoanhonghiệp quyếtođịnh sửodụng tới nợ trái ngược với vốnichủisởihữu, họ đưa định nhận tiền mặt trước mà sau phải trả dòng tiền tương lai (Frank Goyal, 2008) Quyết địnhisửidụng nợ gây rắc rối cho doanh nghiệp sau cam kết thực nghĩa vụ tài khơng đáp ứng có biến đổi chuyển dịch môi trường kinh tế vận may doanh nghiệp Nghĩa vụ tàiichính rõ ràng bị hạnichế hội để doanhinghiệp tăngitrưởng làm giảm tính linh hoạt Prob>chi2 = 0.0000 Bảng B4: Bảng kiểm tra tự tương quan cho mơ hình Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 124) = 125.459 Prob > F = 0.0000 Bảng B5: Bảng kết hồi quy OLS cho mơ hình 1: Source | SS df MS -+ Number of obs = 875 F(7, 867) = 302.36 Model | 24.0536261 3.4362323 Prob > F = 0.0000 Residual | 9.85312271 867 011364617 R-squared = 0.7094 Adj R-squared = 0.7071 Root MSE = 1066 -+ -Total | 33.9067488 874 038794907 -tdm | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 7391072 0199387 37.07 0.000 6999734 778241 mb | 0811192 0052615 15.42 0.000 0707924 0914459 tang | 0041336 017805 0.23 0.816 -.0308124 0390796 profit | -.1555625 0500645 -3.11 0.002 -.2538243 -.0573007 size | 0058554 0030424 1.92 0.055 -.000116 0118268 inf | -.0359921 1424765 -0.25 0.801 -.3156314 2436472 cfv | -.0507149 0557146 -0.91 0.363 -.1600661 0586363 _cons | -.1209072 0830476 -1.46 0.146 -.2839051 0420906 62 Bảng B6: Bảng kết hồi quy FEM cho mô hình Fixed-effects (within) regression Number of obs = 875 Group variable: id Number of groups = 125 R-sq: Obs per group: = 0.8262 = between = 0.6664 avg = 7.0 overall = 0.6867 max = F(7,743) = 504.40 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.3268 -tdm | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 8550735 0160656 53.22 0.000 8235342 8866129 mb | 1257701 0080352 15.65 0.000 1099958 1415445 tang | 0145281 0173062 0.84 0.401 -.0194467 0485029 profit | -.2221361 0210332 -10.56 0.000 -.2634277 -.1808444 size | 0222657 0041118 5.42 0.000 0141936 0303378 inf | -.0232724 051874 -0.45 0.654 -.1251095 0785647 cfv | 0099074 024019 0.41 0.680 -.0372457 0570605 _cons | -.6959258 1159955 -6.00 0.000 -.9236438 -.4682078 -+ -sigma_u | 11177319 sigma_e | 03549448 rho | 90839464 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(124, 743) = 57.08 Prob > F = 0.0000 63 Bảng B7: Bảng hồi quy kết REM cho mơ hình Random-effects GLS regression Number of obs = 875 Group variable: id Number of groups = 125 R-sq: Obs per group: = 0.8254 = between = 0.6805 avg = 7.0 overall = 0.6992 max = Wald chi2(7) = 3706.22 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 8441415 01539 54.85 0.000 8139776 8743053 mb | 1135975 0067495 16.83 0.000 1003687 1268263 tang | 0152708 0163595 0.93 0.351 -.0167932 0473349 profit | -.2211505 0210309 -10.52 0.000 -.2623703 -.1799308 size | 0167549 0036252 4.62 0.000 0096496 0238603 inf | -.0420401 0515364 -0.82 0.415 -.1430495 0589694 cfv | 0070402 024094 0.29 0.770 -.0401832 0542636 _cons | -.5210038 1017912 -5.12 0.000 -.7205108 -.3214968 -+ -sigma_u | 10177781 sigma_e | 03549448 rho | 89156522 (fraction of variance due to u_i) 64 Bảng B8: Bảng kết hồi quy FGLS cho mơ hình tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 8684928 0116579 74.50 0.000 8456437 891342 mb | 15072 0069689 21.63 0.000 1370613 1643788 tang | 0209258 0103434 2.02 0.043 0006532 0411984 profit | -.159181 0162109 -9.82 0.000 -.1909538 -.1274082 size | 0101632 0026016 3.91 0.000 0050642 0152622 inf | 0010267 0407628 0.03 0.980 -.078867 0809204 cfv | -.0296539 0161807 -1.83 0.067 -.0613675 0020597 _cons | -.3879809 069913 -5.55 0.000 -.525008 -.2509539 65 Bảng B9: Bảng tổng hợp phương pháp hồi quy mơ hình (1) (2) (3) (4) OLS FEM REM FGLS -indtdm 0.739*** (0.020) mb tang profit 0.081*** inf cfv _cons (0.016) 0.126*** 0.844*** (0.015) 0.114*** (0.005) (0.008) (0.007) 0.004 0.015 0.015 (0.018) (0.017) (0.016) -0.156*** (0.050) size 0.855*** 0.006* -0.222*** (0.021) 0.022*** -0.221*** (0.021) 0.017*** 0.868*** (0.012) 0.151*** (0.007) 0.021** (0.010) -0.159*** (0.016) 0.010*** (0.003) (0.004) (0.004) (0.003) -0.036 -0.023 -0.042 0.001 (0.142) (0.052) (0.052) (0.041) -0.051 0.010 0.007 (0.056) (0.024) (0.024) -0.121 (0.083) -0.696*** (0.116) -0.521*** (0.102) -0.030* (0.016) -0.388*** (0.070) -N 875 875 875 875 66 Bảng B10: Bảng F-test so sánh OLS FEM cho mô hình phân vị dịng tiền thứ F test that all u_i=0: F(85, 126) = 19.20 Prob > F = 0.0000 Bảng B11: Bảng Hausman test so sánh REM FEM cho mơ hình phân vị dòng tiền thứ Coefficients -| (b) (B) | a2 a3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -indtdm | 8854833 8786103 006873 0158782 mb | 2616946 2878188 -.0261243 0161224 tang | -.0425922 -.0424297 -.0001625 0158105 profit | -.1921623 -.1886142 -.0035481 010153 size | 0110899 0059986 0050912 004044 inf | -.1602252 -.1706451 0104199 0242574 cfv | -.0168078 -.0098667 -.006941 0072805 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11.65 Prob>chi2 = 0.1126 67 Bảng B12: Bảng kiểm tra phương sai thay đổi cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: tdm | 0327024 1808381 e | 0006177 0248543 u | 0050192 0708467 Var(u) = chibar2(01) = 123.10 Prob > chibar2 = 0.0000 Bảng B13: Bảng kiểm tra tự tương quan cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 38) = Prob > F = 67.616 0.0000 Bảng B14: Bảng F-test so sánh OLS FEM cho mơ hình phân vị dòng tiền thứ hai F test that all u_i=0: F(78, 133) = 12.43 Prob > F = 0.0000 68 Bảng B15: Bảng Hausman test so sánh REM FEM cho mơ hình phân vị dịng tiền thứ hai Coefficients -| (b) (B) | b2 b3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -indtdm | 8883682 8693742 0189941 0145022 mb | 1713253 2712072 -.0998819 0207664 tang | 000309 -.0402281 0405371 0216627 profit | -.180862 -.1446432 -.0362188 0109649 size | 0033633 0115916 -.0082283 0064765 inf | 0228824 -.0006302 0235126 0230405 cfv | 0404178 0056555 0347622 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.11 Prob>chi2 = 0.0024 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng B16: Bảng kiểm tra phương sai thay đổi cho mơ hình phân vị dòng tiền hoạt động thứ hai Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (79) Prob>chi2 = = 2.7e+30 0.0000 69 Bảng B17: Bảng kiểm tra tự tương quan cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ hai Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 39) = 11.077 Prob > F = 0.0019 Bảng B18: Bảng F-test so sánh OLS FEM cho mơ hình phân vị dòng tiền thứ ba F test that all u_i=0: F(90, 121) = 10.99 Prob > F = 0.0000 Bảng B19: Bảng Hausman test so sánh REM FEM cho mơ hình phân vị dịng tiền thứ ba Coefficients -| (b) (B) | c2 c3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -indtdm | 8589248 8692081 -.0102833 029359 mb | 1394184 1940372 -.0546188 0079341 tang | 1327594 0570781 0756814 0320685 profit | -.3475658 -.284784 -.0627817 018135 size | 0193927 0001876 0192052 0124305 inf | 1819012 1548006 0271006 0291441 cfv | 064474 0277831 0366909 0482348 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 53.40 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 70 Bảng B20: Bảng kiểm tra phương sai thay đổi cho mơ hình phân vị dòng tiền hoạt động thứ ba Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (91) = Prob>chi2 = 8.6e+05 0.0000 Bảng B21: Bảng kiểm tra tự tương quan cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ ba Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 34) = Prob > F = 19.696 0.0001 Bảng B22: Bảng F-test so sánh OLS FEM cho mơ hình phân vị dòng tiền thứ tư F test that all u_i=0: F(71, 139) = 20.82 Prob > F = 0.0000 71 Bảng B23: Bảng Hausman test so sánh REM FEM cho mơ hình phân vị dịng tiền thứ tư Coefficients -| (b) (B) | d2 d3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -indtdm | 8132888 769264 0440247 02248 mb | 0518594 0547046 -.0028451 0086735 tang | 0465081 0349065 0116016 027038 profit | -.3376607 -.3257061 -.0119547 0343741 size | 0249464 0108 0141463 0098612 inf | 1395796 1093949 0301847 0378352 cfv | -.0991553 -.1285014 0293461 0380169 -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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.20 Prob>chi2 = 0.0478 (V_b-V_B is not positive definite) 72 Bảng B24: Bảng kiểm tra phương sai thay đổi cho mơ hình phân vị dòng tiền hoạt động thứ tư Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (72) = Prob>chi2 = 74721.94 0.0000 Bảng B25: Bảng kiểm tra tự tương quan cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ tư Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 36) = Prob > F = 30.184 0.0000 Bảng B26: Bảng kết hồi quy FGLS cho mơ hình phân vị dòng tiền hoạt động thứ tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 8665517 0188635 45.94 0.000 82958 9035233 mb | 3679674 0177368 20.75 0.000 3332038 402731 tang | -.0599271 0192695 -3.11 0.002 -.0976947 -.0221595 profit | -.1807018 0376214 -4.80 0.000 -.2544385 -.1069652 size | 009868 0033118 2.98 0.003 003377 016359 inf | -.1209499 0523232 -2.31 0.021 -.2235015 -.0183984 cfv | -.0340876 0225053 -1.51 0.130 -.0781972 0100221 _cons | -.5687201 0902249 -6.30 0.000 -.7455576 -.3918825 73 Bảng B27: Bảng kết hồi quy FGLS cho mơ hình phân vị dòng tiền hoạt động thứ hai tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 9003516 0122493 73.50 0.000 8763434 9243599 mb | 3124301 0078516 39.79 0.000 2970414 3278189 tang | -.1074584 0127062 -8.46 0.000 -.132362 -.0825548 profit | -.1998055 0492795 -4.05 0.000 -.2963915 -.1032195 size | 0045821 0027918 1.64 0.101 -.0008898 010054 inf | 0125868 0677437 0.19 0.853 -.1201884 1453621 cfv | -.2121762 0538731 -3.94 0.000 -.3177655 -.1065869 _cons | -.3729011 0740377 -5.04 0.000 -.5180123 -.2277899 Bảng B28: Bảng kết hồi quy FGLS cho mô hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ ba tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 9038095 0175954 51.37 0.000 8693232 9382958 mb | 2208485 013518 16.34 0.000 1943537 2473434 tang | 0444181 0095816 4.64 0.000 0256386 0631977 profit | -.2027097 0414935 -4.89 0.000 -.2840355 -.1213838 size | 0020057 0055098 0.36 0.716 -.0087933 0128047 inf | 0647807 0476818 1.36 0.174 -.0286738 1582353 cfv | -.0008239 0425292 -0.02 0.985 -.0841795 0825317 _cons | -.245296 1459254 -1.68 0.093 -.5313046 0407125 74 Bảng B29: Bảng kết hồi quy FGLS cho mơ hình phân vị dịng tiền hoạt động thứ tư tdm | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -indtdm | 6230729 0219233 28.42 0.000 580104 6660418 mb | 039344 0048781 8.07 0.000 029783 0489049 tang | 0457862 0134727 3.40 0.001 0193803 0721921 profit | -.4115085 0622848 -6.61 0.000 -.5335844 -.2894326 size | -.003522 0031443 -1.12 0.263 -.0096847 0026407 inf | 2306376 1182781 1.95 0.051 -.0011833 4624584 cfv | -.1673046 0578316 -2.89 0.004 -.2806524 -.0539568 _cons | 2798889 0959283 2.92 0.004 0918729 4679049 75 Bảng B30: Bảng tổng hợp kết hồi quy FGLS cho bốn phân vị dòng tiền hoạt động (1) (2) (3) (4) Rank1 Rank2 Rank3 Rank4 -indtdm 0.867*** (0.019) mb 0.368*** (0.018) tang -0.060*** (0.019) profit -0.181*** (0.038) size 0.010*** (0.003) inf -0.121** (0.052) cfv -0.034 (0.023) _cons -0.569*** (0.090) 0.900*** (0.012) 0.312*** (0.008) -0.107*** (0.013) -0.200*** 0.904*** (0.018) 0.221*** (0.014) 0.044*** (0.010) -0.203*** 0.623*** (0.022) 0.039*** (0.005) 0.046*** (0.013) -0.412*** (0.049) (0.041) (0.062) 0.005 0.002 -0.004 (0.003) (0.006) (0.003) 0.013 0.065 (0.068) (0.048) -0.212*** (0.054) -0.373*** (0.074) -0.001 (0.043) -0.245* (0.146) 0.231* (0.118) -0.167*** (0.058) 0.280*** (0.096) -N 196 219 185 218 76 ... Việt Nam dồn vào phân tích mối quanihệ rủi ro dòngitiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán, chưa xem xét đến ảnh hưởng cụ thể rủiiro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết. .. sàn chứng khốn Việt Nam Do đó, thấy cần thiết phải tìmihiểu vấniđề Việt Nam Đó lý tác giả lựa chọn đề tài ? ?Ảnh hưởng rủiiro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam? ??... sau Từ khóa: biến động dòng tiền, rủi ro dòng tiền, nợ, cấu trúc vốn, mối quan hệ vii CHƯƠNG 1.1 GIỚI THIỆU Lý chọn đề tài Mối quan hệ rủi ro dòng tiền với cấu trúc vốn chứng từ niêm yết sàn chứng