Tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG DÒNG TIỀN ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh - Năm 2022 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ‘TÁC‘ĐỘNG CỦA iBIẾN iĐỘNG DÒNGi TIỀN ĐẾN CẤUi TRÚCi VỐNi CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NI ÊM YẾT TẠI VIỆT NAM i i i m Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 02 01 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: Tp Hồ Chí Minh - Năm 2022 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận án tiến sĩ “Tác động biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn doanh nghiệp niêm yết Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa i i i học độc lập cá nhân Thông tin, số liệu luận án trung thực, đáng tin i i i i i i i cậy, có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể Nội dung luận án tự nghiên cứu i i i hướng dẫn GS TS , chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu trước Nghiên cứu sinh ii LỜI CẢM ƠN Đầu tiên, tơi xin bày tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến người thầy hướng dẫn tơi, GS TS hướng dẫn khoa học gợi ý mang tính chất gợi mở tri thức thầy Thầy người nhẹ nhàng đốc thúc, động viên suốt q trình thực luận án Tơi khơng thể hồn thành luận án khơng có lời khuyên, góp ý hỗ trợ từ Thầy Tiếp đó, tơi xin chân thành cảm ơn thầy, giáo Khoa Tài phòng ban chức khác Trường đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh hỗ trợ giúp đỡ tơi nhiều q trình học nghiên cứu sinh thực luận án Bên cạnh đó, tơi xin cảm ơn nhiều Ban Giám hiệu Trường Đại học Kinh tế- Luật, Đại học quốc gia Hồ Chí Minh, Ban Lãnh đạo Khoa Tài chính- Ngân hàng, thầy,cô giáo đồng nghiệp trường Đại học Kinh tế- Luật giúp đỡ tạo điều kiện thuận lợi q trình làm luận án tơi Cuối cùng, thực tế nhận nhiều giúp đỡ mà kể hết Tôi xin cảm ơn tất người hỗ trợ, góp ý chia sẻ kinh nghiệm cho tơi để tơi hồn thành chương trình học nghiên cứu sinh iii MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii MỤC LỤC iii DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT vi DANH MỤC CÁC BẢNG vii DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ viii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1 Đặt vấn đề nghiên cứu 1 Bối cảnh nghiên cứu Việt Nam 3 Mục tiêu nghiên cứu Câu hỏi nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu liệu Các đóng góp nghiên cứu 11 Kết cấu luận án 11 Các khái niệm lý thuyết liên quan 13 1 Các khái niệm 13 1 Biến động dòng tiền 13 1 Cấu trúc vốn 20 2 Các lý thuyết giải thích tác động BĐDT đến CTV 21 2 Lý thuyết trật tự phân hạng 21 2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn 21 2 Mơ hình Black-Scholes 23 2 Bằng chứng thực nghiệm tác động BĐDT đến CTV 25 2 Các nghiên cứu thực nghiệm giới 25 2 Các nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam 38 Tác động BĐDT đến CTV ảnh hưởng yếu tố đặc thù CEO mối quan hệ BĐDT – CTV 41 42 iv Cấu trúc sở hữu mối quan hệ BĐDT – CTV 45 3 DTHĐ mối quan hệ BĐDT- CTV 48 Khoảng trống nghiên cứu 50 Giả thuyết nghiên cứu 51 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU Quy trình thực nghiên cứu khung nghiên cứu thực nghiệm 57 57 1 Quy trình thực nghiên cứu 57 Khung lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm 58 Mơ hình nghiên cứu 60 3 Đo lường biến mơ hình 61 3 Biến phụ thuộc - Hệ số nợ 61 3 Biến độc lập quan tâm mơ hình nghiên cứu – BĐDT 63 3 Các biến kiểm soát biến điều kiện mơ hình 66 3 Các biến kiểm sốt mơ hình nghiên cứu 66 3 Các biến tương tác mơ hình nghiên cứu 71 Phương pháp ước lượng mơ hình nghiên cứu 73 Dữ liệu nghiên cứu 79 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 83 Phân tích mơ tả thống kê 83 Kết nghiên cứu 87 Mối quan hệ BĐDT CTV 87 Tác động sở hữu nhà nước sở hữu nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 101 Tác động sở hữu nhà nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 101 Tác động sở hữu nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 4 Ảnh hưởng DTHĐ đến mối quan hệ BĐDT CTV CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 104 107 112 v Những phát luận án 112 Khuyến nghị luận án 114 Hạn chế luận án hướng nghiên cứu 115 Hạn chế luận án 116 Một số gợi ý phát triển hướng nghiên cứu tương lai 117 DANH MỤC CÁC CƠNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ 118 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 119 vi DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT Chữ viết tắt Diễn giải BĐDT: Biến động dòng tiền CEO: Giám đốc/ Tổng giám đốc doanh nghiệp CTV: Cấu trúc vốn ĐBTC: Địn bẩy tài DN: Doanh nghiệp DNNN: Doanh nghiệp nhà nước DNNY Doanh nghiệp niêm yết DTHĐ: Dòng tiền hoạt động DGMM: Phương pháp ước lượng mo men tổng quát sai phân GMM: Phương pháp ước lượng mo men tổng quát SGMM: Phương pháp ước lượng mo men tổng quát hệ thống Worldbank: Ngân hàng giới vii DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 1: Các tiêu đại diện cho dòng tiền 14 Bảng 2: Nghiên cứu thực nghiệm cách đo lường BĐDT 16 Bảng 3: Mục đích nghiên cứu BĐDT 26 Bảng 4: Tóm tắt nghiên cứu tác động BĐDT đến CTV…………………………… 35 Bảng 1: Các biến sử dụng xem xét tác động BĐDT đến CTV 72 Bảng 1: Thống kê mơ tả tồn liệu nghiên cứu 84 Bảng 2: Ma trận hệ số tương quan cặp biến toàn mẫu 85 Bảng 3: Tác động BĐDT đến cấu trúc vốn toàn mẫu nghiên cứu 88 Bảng 4: Kết hồi quy với cách đo lường BĐDT khác 91 Bảng 5: Kết hồi quy có thêm tác động khủng hoảng 93 Bảng 6: Kết hồi quy phương pháp sai số Driscoll-Kraay 94 Bảng :Tóm tắt kết nghiên cứu biến kiểm sốt mơ hình 95 Bảng 8: Tác động BĐDT đến CTV điều kiện kinh nghiệm tài CEO 99 Bảng 9: Số lượng quan sát có sử dụng nợ theo phân vị dịng tiền kinh nghiệm tài CEO 100 Bảng 10: Sở hữu nhà nước ảnh hưởng đến mối quan hệ BĐDT CTV 102 Bảng 11: Tác động BĐDT đến CTV có sở hữu nước 105 Bảng 12: Số lượng quan sát sử dụng ĐBTC theo 20 phân vị BĐDT sở hữu nước 106 Bảng 13: Thống kê mô tả dựa phân vị DTHĐ 108 Bảng 14: Tác động BĐDT đến việc sử dụng nợ dựa phân vị dòng tiền 109 viii DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ Hình 2: Biến động dịng tiền DNNY Việt Nam Hình Quy trình thiết kế nghiên cứu 58 Hình Khung nghiên cứu thực nghiệm 59 Hình 1: Đồ thị mối quan hệ biến động dòng tiền tỷ lệ tổng nợ phải trả 87 128 Nguyen, T D K & Ramachandran, N , 2006 Capital structure in small and i i ll ii i l ii medium-sized enterprises: the case of Vietnam ASEAN Economic bulletin, ii ii i l i l l l 23, 192-211 1 Nguyen, T T M , Evans, E , & Lu, M (2017) Independent directors, ownership concentration and firm performance in listed companies: Evidence from Vietnam Pacific Accounting Review O'Connor Keefe, M & Tate, J , 2013 Is the relationship between investment and conditional cash flow volatility ambiguous, asymmetric or both? Accounting & Finance, 53, 913-947 Okuda, H & Nhung, L T P , 2012 Capital Structure and Investment Behavior of Listed Companies in Vietnam: An Estimation of the Influence of Government Ownership International Journal of Business & Information, Pandey, I M , 2001 Capital structure and the firm characterstics: evidence from an emerging market Petersen, M A , 2009 Estimating standard errors in finance panel data sets: Comparing approaches The Review of financial studies, 22, 435-480 Pinkowitz, L & Williamson, R , 2007 What is the market value of a dollar of l i l ii i ii i i corporate cash? Journal of Applied Corporate Finance, 19, 74-81 i i li i i i1 Rajan, R G & Zingales, L , 1995 What we know about capital structure? Some i i i ii i i l l evidence from international data The journal of Finance, 50, 1421-1460 i i l i i ll i1 1 Roodman, D , 2006 How to Do xtabond2 North American Stata Users' Group l l ii Meetings 2006 Stata Users Group Roodman, D , 2009 How to Xtabond2: An Introduction to Difference and System GMM in Stata The Stata Journal, 9, 86-136 Ross, S et al , 2012 Corporate finance McGraw-Hill Higher Education Ross, S A , 1973 The economic theory of agency: The principal's problem The American economic review, 63, 134-139 i 129 Sacristan, E , 1980 Some considerations on the role of public enterprise Baumol, ii i iii i i i l William ed Salancik, G R & Pfeffer, J , 1978 A social information processing approach to job attitudes and task design Administrative science quarterly, 224-253 Santosuosso, P , 2015 How cash flow volatility affects debt financing and accounts i i i i i i t i i payable International Journal of Economics and Finance, 7, 138-145 i l l i i i1 Sargan, J D , 1958 The estimation of economic relationships using instrumental variables Econometrica: Journal of the Econometric Society, 393-415 Shailer, G & Wang, K , 2015 Government ownership and the cost of debt for ii ii ii ii i i i Chinese listed corporations Emerging Markets Review, 22, 1-17 i i i Spence, M & Zeckhauser, R , 1978 Insurance, information, and individual action Uncertainty in Economics Elsevier Statman, M & Tyebjee, T T , 1985 Optimistic capital budgeting forecasts: An experiment Financial Management, 27-33 Stohs, M H & Mauer, D C , 1996 The determinants of corporate debt maturity i i i i t i structure Journal of business, 279-312 i l i Stoll, H R , 1969 The relationship between put and call option prices The Journal l i l ii i l i i of Finance, 24, 801-824 Strebulaev, I A & Yang, B , 2013 The mystery of zero-leverage firms Journal of i i i if i s l Financial Economics, 109, 1-23 l s Tabachnick, B G et al , 2007 Using multivariate statistics Pearson Boston, MA Takiah, I M et al , 2012 The Moderating Effect of Ownership Structure on The Relationship Between Free Cash Flow and Asset Utilization Asian Academy of Management Journal of Accounting and Finance, 8, 69-89 Titman, S & Wessels, R , 1988 The determinants of capital structure choice The Journal of finance, 43, 1-19 Thach, N N & Oanh, T T K , 2018 Effect of Macroeconomic Factors on Capital Structure of the Firms in Vietnam: Panel Vector Auto-regression Approach i 130 (PVAR) International Conference of the Thailand Econometrics Society Springer, 502-516 Tran, D T T , 2015 Determinants of capital structure: an empirical study of l ll l li l l Vietnamese listed firms Vo, X V , 2017 Determinants of capital structure in emerging markets: Evidence l lf l ln i r e from Vietnam Research in International Business and Finance, 40, 105m 113 a e hl l l l el l l Wang, K T & Shailer, G , 2011 Government control and performance criteria for l r t ld e a r Chinese listed corporations 24th Australasian Finance and Banking l d i Conference Wang, Q et al , 2008 State ownership, the institutional environment, and auditor l l t li choice: Evidence from China Journal of accounting and economics, 46, i i i a ii i i e i 112-134 i Welch, I , 2011 Two common problems in capital structure research: The i i i ii l i i i financial‐debt‐to‐asset ratio and issuing activity versus leverage changes i i i i i i g i International Review of Finance, 11, 1-17 l i f i1i Yoo, S , 2005 Essays on corporate ownership and governance in an emerging market Temple University Zhang, M X , 2014 Who Bears Firm-Level Risk? Implications for cash flow volatility Un Zou, H & Xiao, J Z , 2006 The financing behaviour of listed Chinese firms The British Accounting Review, 38, 239-258 PHỤ LỤC Hồi quy với mẫu tổng thể Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of obs Number of groups Number of instruments = 20 F(11, 595) = Prob > F = = = Obs per group: 185 11 000tra tính vững với biến khủng hoảng Kiểm lata Coef Corrected Std Err lata L1 723837 0608718 lncfv size - 0161996 0174753 tang liq t 4895 596 = avg = 21 max = 11 P>|t| [95% Conf 11 89 000 6042873 8433867 0054058 0031349 -3 00 57 003 000 - 0268163 0113184 - 0055828 0236321 - 0249364 0146791 -1 70 090 - 0537655 0038928 - 0046604 0031658 -1 47 142 - 0108778 0015571 - 2110737 1343864 profit - 0383436 0879499 Dynamicgrowth panel-data estimation, two-step - 008614 0065882 -0 44 663 system -1 31 0GMM 192 nsdt - 2404622 Group variable: firm gdp 0003681 1296803 -1 85 0033798 11 variable : year 0511056 Timeinduslev 0318875 60 Numbercrisisinstruments 20 of - =0062641 595) F(11, _cons = - 3421221 Prob > F = 000 0068313 0685521 Interval] - 0215528 0043249 0142246 4895 0070058 -0 92 - 495149 913 of - obs Number 0062696 110 of - groups Number 0115201 Obs per group: 360 0196804 -4 99 000 064 = = = 596 1137313 0071523 avg = - 4767557 max = 21 - 2074885 11 Instruments for first differences equation Standard Corrected D (crisis P>|t| [95% Conf Interval] fdc gdp nsdtCoef size liqStd Errtang tinduslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3) fdc (L lata lncfv profit growth) collapsed Instruments for levels equation 10 12 000 5664264 8390632 L1 7027448 06941 Standard crisis gdp nsdt size liq tang induslev lncfv - 0217918 011852 -1 84 066 - 0450687 0014851 _cons size 0230568 005239 40 000 0127677 033346 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) tang 0630264 0192685 27 001 0251839 1008689 DL (L lata lncfv profit growth) collapsed liq - 0021391 0013674 -1 56 118 - 0048246 0005464 profit - 2323171 186175 -1 25 213 - 5979572 1333231 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -6 13 Pr > z = 000 growth 0052845 0077517 68 496 0099395 0205085 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0 26 Pr > z = 794 nsdt - 1671591 2428468 -0 69 492 - 6441004 3097821 28 50427 -0 overid Sargan testgdp - 1of 0= 823 restrictions: chi2(8) = 003 0087748 23 Prob 33 - > 0110323chi2 - 0733376 0935486 induslev robust, 0424872 24 812 but 0101055 not weakened by many instruments ) (Not - 0108988 0111913 -0 97 test -Prob 032878chi2 Hansen crisisof overid restrictions: chi2(8) = 3319 70 > = 00110804 287 000 - 7935951 - 2797857 (Robust, butweakened - 5366904by 1308096instruments ) _cons many -4 10 Difference-in-Hansen differencesexogeneity of instrument subsets: Instruments for firsttests of equation instruments for levels GMMStandard = 17 Prob > chi2 = D (crisis induslev) nsdt liq gdpexcludingsizegroup:tang chi2(4)Hansen test exogenous):instruments each period GMM-type Difference(missing=0, (null H =separate chi2(4) = 53 Prob >for chi2 = 474 unless collapsed) iv(crisis gdp nsdt size liq tang induslev) L(4/5) (L fdc lncfv profit growth) collapsed Hansen chi2(1) = 82 Prob > chi2 = Instrumentstest excluding group: for levels equation Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 88 Prob > chi2 = Standard crisis gdp nsdt size liq tang induslev 187 365 262 _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL3 (L fdc lncfv profit growth) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -7 96 Pr > z = 000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 32 Pr > z = 751 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 11 86 Prob > chi2 = 158 = 13 24 Prob > chi2 = 104 but not weakened by many instruments ) overid restrictions: chi2(8) weakened by many instruments ) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 11 05 Prob > chi2 = 026 = 19 Prob > chi2 = 702 = 61 Prob > chi2 = 032 = 63 Prob > chi2 = 280 iv(crisis gdp nsdt size liq tang induslev) Hansen test excluding group: chi2(1) Difference (null H = exogenous): chi2(7) Sử dụng cách đo lường BĐDT khác xtscc lata lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev, fe Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): firm maximum lag: Number of obs Number of groups F( 9, 11) Prob > F = = = = 5497 602 2811 78 0000 within R-squared = 2299 Sử dụng phương pháp hồi quy khác lata Coef Drisc/Kraay Std Err t P>|t| [95% Conf lncfv size tang - 0095264 097894 0619651 0019828 0041603 0080422 -4 80 23 53 71 001 000 000 - 0138906 0887373 0442644 liq profit - 0053863 - 283042 0026939 0581298 -2 00 -4 87 071 000 - 0113156 - 4109847 Regression with Driscoll-Kraay 0034499 errors growth 0068344 standard 98 -1 39 Method: Fixed-effects regression 1053218 nsdt - 1460203 0073484 -4 48 Group variable - 0329275 gdp (i): firm 1525912 maximuminduslev lag: -2 006838 _cons ltdc Coef lncfv size - 0096109 0735378 tang liq profit 0362426 1003157 21 -20 01 Drisc/Kraay Std Err t F( 0019, Prob 001 > within 000 P>|t| 0017711 0033691 -5 43 21 83 000 000 3231889 022396 14 43 0003736 0003364 11 - 1808745 0465016 -3 89 Regression with Driscoll-Kraay standard growth 0007615 002781 27 errors Fixed-effects regression - 3953155 0814277 Method: nsdt Group variable - 0202061 0107796 gdp (i): firm 2090307 0471857 maximuminduslev lag: _cons -1 896787 fdc Coef lncfv size Number 073 Number 193 083806 Drisc/Kraay Std Err -1 87 43 -22 63 t - 0051623 1070507 0796659 000543 - 1550992 0144277 of- obs 0007589 = 5497 0857914 of- groups 3778321 = 602 - 0491012 = - 0167537 11) 1821 22 2323606 F 0728219 = -2 227632 = -1 786045 R-squared 1951 [95% Conf Interval] - 0135091 0661225 - 0057128 0809532 000 2738955 3724822 290 - 0003668 0011141 003 - 2832238 - 0785251 = 5497 0068825 of- obs 0053595 groups 602 0Number 001 of- 5745366 = - 2160944 = 0F( 0889, - 0439318 0035196 11) 3003 73 3128857 0Prob 001 > F 1051758 = 0000 0within 000 -2 081243 = -1 712332 R-squared 2158 0Number 789 -4 85 Interval] P>|t| - 0074159 1207543 0020623 0047356 -3 60 25 50 004 000 tang 2111829 0131095 16 11 liq - 0028619 0014197 -2 02 profit - 3323356 0519633 growth 0031405 nsdt - 2017259 gdp [95% Conf Interval] - 0119549 1103312 - 0028769 1311774 000 1823291 2400366 069 - 0059866 0002628 -6 40 000 - 4467061 - 2179651 0037896 83 425 - 0052004 0114814 0974264 -2 07 063 - 41616 0127081 - 0306019 0076637 -3 99 002 - 0474696 - 0137341 induslev 1461886 0371294 94 002 0644674 2279098 _cons -2 8383 1291765 -21 97 000 -3 122616 -2 553985 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 132 F(11, 590) = 213 94 Prob > F = 000 lata Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Hồi quy với biến tương tác Coef Corrected Std Err t = = = = = 4829 591 17 11 P>|t| [95% Conf Interval] 12 52 000 6434144 8828643 -3 -0 -1 -7 0 0 0 0 0 000 000 370 135 000 012 548 261 544 - 0289288 0085687 - 0437838 - 0080111 - 3744373 0010696 - 1334939 - 0024568 - 04279 - 0095686 0215916 0163265 0010862 - 2219109 0087663 2511289 0090461 0810802 lata L1 7631393 06096 lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev - 0192487 0150802 - 0137287 - 0034624 - 2981741 0049179 0588175 0032946 0191451 0049288 0033154 0153031 002316 0388307 0019595 0979186 0029285 0315353 0176234 0078285 25 025 0022483 0329986 - 3042164 0721843 -4 21 000 - 4459859 - 1624469 c lncfv#c ceo _cons 91 55 90 49 68 51 60 13 61 Instruments for first differences equation Standard D (growth profit nsdt size gdp liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(4/11) (L lata lncfv c lncfv#c ceo) Instruments for levels equation Standard growth profit nsdt size gdp liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL3 (L lata lncfv c lncfv#c ceo) xtabond2 fdc l fdc lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev c lncfv#c ceo, gmm( Pr > z = 000 Arellano-Bond testliqfor AR(1)induslev) differences: robust-6 20 gdp tang firsttwostep small z => nsdt size =mata 06 Pr z=matafavor 952 Favoring spacetest for Arellano-Bond AR(2) in first differences: z switch, on mata:type >set speed, perm over speed To or click Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular restrictions: chi2(120) = Prob > chi2 = 009 Sargan of overid inverse to calculate optimal159 Using test a generalized weighting 39 matrix for two-step estimation (Not robust, but not weakened by many Difference-in-Sargan/Hansen statisticsinstruments may be )negative Hansen test of overid restrictions: chi2(120) = 126 59 Prob > chi2 = 323 (Robust, but weakened by many instruments ) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: Group variable: firm Number of obs = GMM instruments for levels Time variable : year Number of groups = Hansen test excluding group: chi2(97) = 109 68 Prob > chi2 Number of instruments = 137 Obs per group: = Difference (null H = exogenous): chi2(23) = 16 90 Prob > chi2 F(11, 590) = 272 00 avg = iv(growth profit nsdt size gdp liq tang induslev) Prob > F = 000 Hansen max = test excluding group: chi2(112) = 113 36 Prob > chi2 Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 13 23 Prob > chi2 Corrected fdc Coef Std Err t P>|t| [95% Conf = = = = 4829 591 178 814 17 11 446 104 Interval] fdc L1 7367362 054919 13 41 000 6288757 8445968 lncfv size - 0130312 023047 0052087 004879 -2 50 72 013 000 - 0232611 0134647 - 0028013 0326294 tang 0671112 0196308 42 001 0285564 105666 liq - 0020703 0018969 -1 09 276 - 0057957 0016552 profit - 3102487 0446277 -6 95 000 - 3978972 - 2226002 growth 0021132 0019157 10 270 - 0016492 0058755 nsdt - 0295297 1022323 -0 29 773 - 2303131 1712537 gdp - 0054655 0033013 -1 66 098 - 0119493 0010182 0043079 0336867 13 898 - 0618525 0704684 0275381 0127715 16 031 0024549 0526212 - 4989751 1175452 -4 24 000 - 7298331 - 2681171 induslev c lncfv#c ceo _cons Instruments for first differences equation Standard D (profit nsdt size gdp liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(5/10) (L fdc lncfv growth c lncfv#c ceo) Instruments for levels equation Standard profit nsdt size gdp liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Number of obs = 4895 Time variable : year Number of groups = 596 Number of instruments = 118 Obs per group: = F(11, 595) = 307 69 avg = Prob > F = 000 max = 21 11 Corrected ltdc Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 7872195 0376427 20 91 000 7132908 8611481 lncfv - 0150189 0035889 -4 18 000 - 0220673 - 0079704 size 0086842 0018477 70 000 0050554 0123129 tang 0881392 0209641 20 000 0469666 1293118 liq - 0001232 000122 -1 01 313 - 0003629 0001165 profit - 0545008 0410117 -1 33 184 - 1350462 0260445 growth 0006813 0015398 44 658 - 0023428 0037054 - 1284278 1314474 -0 98 329 - 3865851 1297296 72 085 GMM system 73 084 - 0004793 0073796 ltdc L1 nsdt gdp 0020008 estimation, two-step Dynamic panel-data 0034501 induslev 0325153 0187578 Group variable: firm c lncfv#c so : year 0146042 Time variable Number of instruments = 118 F(11, _cons 595) Prob > F = = - 0043242 0693548 Number of obs - 2712007 307 90 000 0040686 59 0548237 -4 95 of 0066137 0Number 000 groups Obs per group: = 000 = 4895 = 0225947596 - 3788722 1635292 =21avg max = 11 Instruments for first differences equation Corrected Standard D (nsdt size gdpCoef liq tang induslev) ltdc Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3) (L ltdc lncfv profit growth) ltdc L1 7864015 036053 21 81 000 715595 8572081 Instruments for levels equation Standard lncfv - 0163068 0037274 -4 37 000 - 0236273 liq tang induslev nsdtsize gdp 0093115 12 000 0057371 00182 _cons 36unless 000 tang 0866642 0198919 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period collapsed) 0475973 liq - 0000975 0001037 -0 94 347 - 0003012 0001061 growth)profit lncfv profit DL (L ltdc - 0521773 0397262 -1 31 190 - 1301978 growth 0006567 0013887 47 636 in firstnsdt test for -1 19 z = Arellano-Bond - 1548257AR(1) 1296036 differences:0 233 gdp for in first 87 z = Arellano-Bond test 0036211AR(2) 0019353 differences:0 062 induslev Sargan test of (Not robust, c lncfv#c fo Hansen test of (Robust, but _cons 0305528 0183569 66 - 0089862 0128859 1257311 0258433 - 0020707 0033841 Pr > -6 31- 409362 z = 0997105 -0 31 Pr > 758 - 0001798 z = 007422 - 0054994 066605 overid restrictions: chi2(106) but 0135068 not weakened by many3instruments ) 0037593 59 000 = 162 28 097 Prob > chi2 = 0061236 000 02089 overid restrictions: chi2(106) weakened by many instruments - 285898 054297 -5 27 ) = 110 22 000 Prob > chi2 = 370 - 3925351 - 1792609 Instruments for first differences equation Standard D (nsdt size gdp liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3) (L ltdc lncfv profit growth) Instruments for levels equation Standard nsdt size gdp liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (L ltdc lncfv profit growth) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -6 32 -0 52 Pr > z = Pr > z = 000 606 Sargan test of (Not robust, overid restrictions: chi2(106) = 160 96 but not weakened by many instruments ) Prob > chi2 = 000 Hansen test of overid Prob > chi2 = 289 (Robust, but restrictions: chi2(106) = 113 63 weakened by many instruments ) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(67) Difference (null H = exogenous): chi2(39) = 92 01 Prob > chi2 = 023 = 21 62 Prob > chi2 = 989 = 105 73 Prob > chi2 = 328 = Prob > chi2 = 245 iv(nsdt size gdp liq tang induslev) Hansen test excluding group: chi2(100) Difference (null H = exogenous): chi2(6) 90 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of obs Number of groups Number of instruments = 118 = = Obs per group: 4895 596 = F(11, 595) = 304 96 avg = 21 Prob > F = 000 max = 11 fdc Coef Corrected Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] fdc L1 8603735 0362628 23 73 000 7891548 9315922 lncfv size - 0160938 0120325 004574 0030425 -3 52 95 000 000 - 0250771 0060572 - 0071106 0180079 tang 022509 0160501 40 161 - 0090126 0540307 liq - 0014523 0015109 -0 96 337 - 0044196 0015151 profit 0141444 0710902 20 842 - 1254739 1537627 growth - 0078638 0046853 -1 68 094 - 0170655 0013379 - 646963 - 1444171 nsdt - 3956901 127942 Dynamic panel-data estimation, two-step gdp 0005922 0030251 -3 09 002 system 20 0GMM 845 induslev - 0022013 Group variable: firm 0290951 -0 08 Time variable : year c lncfv#c fo 0158955 Number of instruments = 291 0043921 62 0760224 -3 55 F(11, 595) _cons Prob > F 267 12 = - 2697622 000 = - 005349 940 - 0593429 Number of obs Number groups 000 of 0072696 Obs per group: 000 0065334 0549403 4895 = avg - 419067 max = 596 0245213 = = 21 - 1204574 11 = Instruments for first differences equation Corrected Standard D (nsdt size gdp Coef tang induslev) t liq P>|t| [95% Conf Interval] GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3) (L fdc lncfv profit growth) lata InstrumentsL1for levels 7935451equation 0412272 Standard 19 25 000 7125765 8745136 nsdtlncfv 0155881 induslev size gdpliq tang 0033548 0149472 0026498 _conssize -4 65 000 - 0221768 - 0089993 64 000 0097431 0201512 GMM-typetang(missing=0, separate for 023period0546728 collapsed) - 0294028 0128669 -2instruments 29 unless - 0041327each -2 11 035 - 0083124 - 000301 DL (L liq fdc lncfv - 0043067 0020396 profit growth) profit - 1761476 0632724 -2 78 006 Arellano-Bond 0003367AR(1) 876= growth test for in first 002155 16 differences:0 z Arellano-Bond test- 0676998AR(2) 1110712 -0 differences:0 542= in firstnsdt for 61 z gdp 0001381 0024096 06 954 - 300412 Sarganinduslevof test (Not robust, 0209517restrictions: chi2(106) 163>=0 02 439 - 0321899chi2 overid 0270584 77 Prob but not weakened by many instruments ) c lncfv#c foof Hansen test (Robust, but 0056837restrictions: chi2(106) overid 0028388 00 weakened by many instruments ) _cons - 2874579 0594321 -4 84 =0 123 046 83 000 - 0518831 - 0038957 Pr > z = - 2858391 > 09 Pr = z - 0045943 0045691 1504395 0048704 =0740933 0001084chi2 Prob > - 40418 = 011259 114 - 1707357 Instruments for first differences equation Standard D (nsdt size gdp liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/11) (L lata lncfv profit growth c lncfv#c fo) Instruments for levels equation Standard nsdt size gdp liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (L lata lncfv profit growth c lncfv#c fo) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -6 42 00 Pr > z = Pr > z = 000 999 Sargan test of (Not robust, overid restrictions: chi2(279) = 440 33 but not weakened by many instruments ) Prob > chi2 = 000 Hansen test of overid Prob > chi2 = 109 (Robust, but restrictions: chi2(279) weakened by many instruments ) = 308 35 Dựa phân vị dịng tiền • DTHĐ thấp xtabond2 fdc l fdc lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev, gmm(l fdc lncfv pr > tang induslev) twostep small ro Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Number of obs = 735 Time variable : year Number of groups = 313 Number of instruments = 19 Obs per group: = F(10, 312) = 52 53 avg = Prob > F = 000 max = 35 Corrected fdc Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] fdc L1 8726768 1206888 23 000 6352099 110144 lncfv 0109483 0202056 54 588 - 0288082 0507048 size 0016924 0096339 18 861 - 0172633 0206481 tang - 0405032 0441413 -0 92 360 - 1273556 0463491 liq - 0105409 0061391 -1 72 087 - 0226201 0015384 -1 188236 102336 estimation, GMM 5820736 two-step -0 07 system 941 Dynamicprofit panel-data- 04295 growth 0100506 Group variable: firmnsdt- 1031505 Time variable : - 0182301 yeargdp Numberinduslev instruments = 39 of - 0950534 2358499 F(10, _cons = 312) 48 78 Prob > F = 000 009471 06 4827535 -0 21 0109657 -1 66 0665685 -1 43 2274235 04 - 0085845 0286857 Number of -1 053015 obs0 831 Number - 0398062 groups0of 097 154per - 2260333 Obs group: 289 8467136 735 301 = = = - 2116278 avg = max = 6833276 35 003346 313 0359264 Instruments for first differences equation Standard Corrected D (gdp nsdt size growth tang induslev) ltdc Coef Std Err GMM-type (missing=0, separate instruments for t P>|t| [95% Conf Interval] each period unless collapsed) L(3/4) (L fdc lncfv profit liq) collapsed ltdc L1 Instruments for levels equation 5856062 1676871 Standard gdp nsdt size growth tang induslev lncfv _cons 49 -1 71 - 0192233 0112622 001 2556656 9155469 089 - 0413828 0029362 0096235 99 GMM-typesize 0191394 (missing=0, separate instruments for each 048 period 0002042 unless0380747 collapsed) 013 0493919 4082407 DL2 (L fdc lncfv 2288163 0911896 tang profit liq) collapsed2 51 liq - 0003569 0006217 -0 57 566 - 0015803 0008664 Arellano-Bond 0827229AR(1) 2756866 differences: 764 = - 22 6251629 > z 001 4597171 profittest- for in first -0 30 z -3 Pr = Arellano-Bond 020408AR(2) 0175132 differences: 245 = - 22 0548669 > z 222 0140508 -1 Pr = growthtest- for in first -1 17 z nsdt - 2686736 3604411 -0 75 457 - 9778762 440529 Sargan test of overid restrictions: chi2(8) = 21 Prob >chi2 =0176225 gdp 0021024 0078879 27 79014 - 0134178 (Not robust, but not weakened by many instruments ) - 065287 3474792 induslev 1410961 104891 35 180 Hansen test of overid _cons restrictions: chi2(8) - 5797813 3025072 -1 92 (Robust, but weakened by many instruments ) = = 372 174993 > chi2 0568 65 -1 Prob 0154309 Instruments for first differences equation Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: Standard D (gdp nsdt size liq tang induslev) GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) = 05 Prob > chi2 = 196 collapsed) Difference (null H = exogenous): chi2(4) = for each Probperiod > 626chi2 = GMM-type (missing=0, separate instruments unless L(2/8) (L ltdc growth) tang iv(gdp nsdt size lncfv growthprofit induslev)collapsed Hansen test chi2(2) = 57 Prob > chi2 = 754 for levels equation Instruments excluding group: Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 09 Prob > chi2 = 232 Standard gdp nsdt size liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (L ltdc lncfv profit growth) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(28) = but not weakened by many instruments ) overid restrictions: chi2(28) = weakened by many instruments ) -1 87 -1 21 Pr > z = Pr > z = 062 226 36 84 Prob > chi2 = 122 21 83 Prob > chi2 = 789 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Number of obs = 693 Time variable : year Number of groups = 294 Number of instruments = 27 Obs per group: = F(10, 293) = Prob >trung F = DTHĐ bình 168 98 avg = 000 max = 36 Corrected ltdc Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ltdc L1 9002368 171869 24 000 5619826 238491 lncfv - 0317135 0102868 -3 08 002 - 0519589 - 0114681 size 0033922 0086815 39 696 - 0136937 0204782 tang 0240334 0724666 33 740 - 1185876 1666543 liq - 0013132 0026089 -0 50 615 - 0064478 0038214 profit - 7515055 5680059 -1 32 187 -1 869394 3663831 growth - 00232 0133687 -0 17 862 - 0286308 0239908 nsdt 5004326 6116229 82 414 - 7032984 704164 gdp induslev _cons 0172655 0091551 89 060 - 0007526 0352835 - 0505011 0722657 -0 70 485 - 1927268 0917245 - 1532751 2408975 -0 64 525 - 6273838 3208336 Instruments for first differences equation Standard D (gdp nsdt size liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/5) (L ltdc lncfv profit growth) collapsed Instruments for levels equation Standard gdp nsdt size liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (L ltdc lncfv profit growth) collapsed Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -2 08 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 58 Group variable: firm Number of obs Pr > z = 037 Pr > z = 562 = 693 Time variabletest : year of overid Numberrestrictions: of groups = Sargan chi2(16) = 21 Prob > chi2 = 294 942 Number of instruments Obs per group: = instruments ) (Not robust,= 27 but not weakened by many F(10, 29 20 avg =293) Hansen test of =overid restrictions: chi2(16) 36 2813 Prob > F = lata = 10 95 Prob > chi2 = 000 Coef Corrected Std Err lata L1 8556511 1722663 lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev _cons - 0400847 0034537 - 0340767 - 0029981 9467533 0263613 - 8576529 0077289 0522344 - 2103134 0183964 0063426 0496927 0110753 096571 0377984 212878 0153507 0785621 2248615 t 97 -2 -0 -0 0 -0 0 -0 18 54 69 27 86 70 71 50 66 94 max = P>|t| [95% Conf 000 5166149 194687 0762904 0090291 1318766 0247953 -1 2114 - 0480295 -3 244709 - 0224827 - 1023832 - 6528617 - 0038789 0159365 0637232 0187991 104907 1007522 529404 0379405 206852 232235 0 0 0 0 0 030 586 493 787 389 486 480 615 507 350 - Interval] Instruments for first differences equation Standard D (gdp nsdt size liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(6/9) (L lata lncfv profit growth) collapsed Instruments for levels equation Standard gdp nsdt size liq tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL5 (L lata lncfv profit growth) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -2 51 44 Pr > z = Pr > z = 012 660 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of obs Number of groups Number of instruments = 49 = = = F(10, 273) = 42 11 avg = 00 Prob > F = 000 max = 11 lata Coef Obs per group: 822 274 Corrected Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lata L1 5955728 1413864 21 000 3172266 873919 lncfv size 0017969 0065392 0052474 0045049 34 45 732 148 - 0085335 - 0023296 0121274 015408 tang - 002772 0299012 -0 09 926 - 0616383 0560943 liq - 0144068 0055205 -2 61 010 - 0252751 - 0035386 system 026 47 142 - 455447 - 0284502 - 0035388 Dynamic panel-data estimation, 1084468 growth 0104804 0071211 Group variable: 2468409 Time variable : year Number of instruments = 17 F(10, 273) Prob > F = = 87 04 000 2165633 14 0056417 -1 05 0494057 41 102362 34 Instruments for first differences equation Corrected Standard fdc Coef Std Err D (gdp nsdt size liq tang induslev) t Number of- 1795053 0244997 = = = 6731872 274 Number of- 0170377 Obs per group: avg = 734 max = P>|t| [95% Conf 00 11 Interval] fdc L1 7259765 1191809 Instruments for levels equation 000 4913461 9606068 Standard 0049627 0114635 43 665 - 0176054 0275307 30 001 0063223 0249884 gdp size size 0156554 0047407 0545719 031651 72 086 - 0077392 116883 _constang liq - 002097 0021004 -1 00 - 006232 0020381 profit - 0853379 084495 -1 01 313 - 2516825 0810066 growth - 0115701 0091413 -1 27 207 - 0295665 0064263 nsdt - 0322822 1742538 -0 19 853 - 3753343 3107699 gdp - 0071554 0061672 -1 16 247 - 0192966 0049859 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 85 Pr > z = 396 induslev 0413414 0453639 91 363 - 0479661 130649 _cons - 3291994 11827 -2 78 006 - 5620366 - 0963622 Sargan test of overid restrictions: chi2(38) = 36 73 Prob > chi2 = 528 first = 37 12 Prob > chi2 = 510 Standard D (liq profit gdp nsdt size tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3) (L fdc lncfv growth) collapsed Instruments for levels equation Standard liq profit gdp nsdt size tang induslev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (L fdc lncfv growth) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of overid restrictions: chi2(6) = but not weakened by many instruments ) = overid restrictions: chi2(6) -2 84 41 Pr > z = Pr > z = 004 159 19 Prob > chi2 = 519 94 Prob > chi2 = 552 (Robust, but weakened by many instruments ) • DTHĐ lớn profit nsdt gdp induslev _cons - 2419486 two-step -2 23 GMM firm obs0 255 - 005931 069525 groups0 294 0051758 160 - 0277396 1667896 - 1666668 2363716 0348524 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/11) (L lata lncfv profit growth) 09 lncfv nsdt collapsed liq tang induslev GMM-type (missing=0, separate instruments for 319period unless each collapsed) DL (L lata lncfv profit growth) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = (Not robust, weakened by manyforbut instruments ) notdifferences equation Instruments Hansen test of overid restrictions: chi2(38) -3 93 Pr > z = 000 ... TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ‘TÁC‘ĐỘNG CỦA iBIẾN iĐỘNG DÒNGi TIỀN ĐẾN CẤUi TRÚCi VỐNi CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NI ÊM YẾT TẠI VIỆT NAM i i i m Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số:... liệu Các đóng góp nghiên cứu 11 Kết cấu luận án 11 Các khái niệm lý thuyết liên quan 13 1 Các khái niệm 13 1 Biến động dòng tiền 13 1 Cấu trúc vốn 20 2 Các lý thuyết giải thích tác động BĐDT đến. .. thị mối quan hệ biến động dòng tiền tỷ lệ tổng nợ phải trả 87 ix TÓM TẮT Luận án nghiên cứu ảnh hưởng biến động dòng tiền tới cấu trúc vốn i i l l l l l doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn