Tác động của việc nắm giữ tiền mặt vượt mức lên mối quan hệ giữa các quyết định tài chính và giá trị công ty

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HỒ ĐĂNG HIỂN TÁC ĐỘNG CỦA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VƢỢT MỨC LÊN MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC QUYẾT ĐỊNH TÀI CHÍNH VÀ GIÁ TRỊ CÔNG TY LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HỒ ĐĂNG HIỂN TÁC ĐỘNG CỦA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VƢỢT MỨC LÊN MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC QUYẾT ĐỊNH TÀI CHÍNH VÀ GIÁ TRỊ CƠNG TY Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài: “ Tác động việc nắm giữ tiền mặt vƣợt mức lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty” cơng trình nghiên cứu riêng dƣới hƣớng dẫn TS Nguyễn Thị Uyên Uyên Các nội dung nghiên cứu kết luận văn trung thực chƣa đƣợc cơng bố cơng trình khác Tôi chịu trách nhiệm nội dung trình bày luận văn Tác giả HỒ ĐĂNG HIỂN MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài .2 1.2 Mục tiêu vấn đề nghiên cứu 1.3 Dữ liệu phƣơng pháp nghiên u 1.4 Bố cục luận văn CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM .6 2.1 Cơ sở lý thuyết chứng thực nghiệm ủng hộ lý thuyết vấn đề nắm giữ tiền củ a công ty 2.1.1 Lý thuyết đánh đổi 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.3 Lý thuyết đại diện .10 2.2 Các chứng thực nghiệm cho thấy việc nắm giữ tiền có tác động đến giá trị cơng ty 14 2.3 Các chứng thực nghiệm cho thấy việc nắm giữ tiền vƣợt mức có tác động đến giá trị công ty 16 CHƢƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 19 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 19 3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu 20 3.3 Mơ hình nghiên cứu 24 3.3.1 Giai đoạn thứ 24 3.2.1 Giai đoạn thứ hai 29 3.3 Các giả thuyết nghiên cứu 38 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 4.1 Thống kê mô tả 41 4.2 Phân tích tƣơng quan biến mơ hình 44 4.3 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu .49 4.3.1 Giai đoạn thứ 49 4.3.2 Giai đoạn thứ hai 56 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 71 5.1 Kết luận .71 5.2 Hạn chế nghiên cứu hƣớng nghiên cứu 71 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT 2SLS Phƣơng pháp hồi quy bình phƣơng bé hai giai đoạn GLS Phƣơng pháp hồi quy bình phƣơng bé tổng quát GMM Phƣơng pháp hồi quy Mô – men tổng quát HNX Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội HOSE Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hồ Chí Minh POLS Phƣơng pháp hồi quy gộp TSCĐ Tài sản cố định VCSH Vốn chủ sở hữu DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1: Một số nghiên cứu ủng hộ cho lý thuyết nắm giữ tiền 11 Bảng 3.1: Mơ tả tóm tắt biến 36 Bảng 4.1: Kết thống kê mô tả 44 Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan biến nghiên cứu mơ hình (1) .46 Bảng 4.3: Ma trận tƣơng quan biến nghiên cứu mô hình (2) .47 Bảng 4.4: Ma trận tƣơng quan biến nghiên cứu mơ hình (3) .48 Bảng 4.5 Kết hồi quy mơ hình (1) 49 Bảng 4.6: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình (1) 50 Bảng 4.7: Kết so sánh phù hợp 51 Bảng 4.8: Kết so sánh phù hợp Fixed Effect Random Effect 51 Bảng 4.9: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình (1) 52 Bảng 4.10: Kết kiểm định tự tƣơng quan cho mơ hình (1) 52 Bảng 4.11: Kết hồi quy mơ hình (1) phƣơng pháp GLS .53 Bảng 4.12: Kết hồi quy mơ hình (3) .58 Bảng 4.13: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình (3) 59 Bảng 4.14: Kết so sánh phù hợp Pooled OLS Fixed Effect 60 Bảng 4.15: Kết so sánh phù hợp Fixed Effect Random Effect .61 Bảng 4.16: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mô hình (3) 61 Bảng 4.17: Kết kiểm định tự tƣơng quan cho mơ hình (3) 62 Bảng 4.18: Kết kiểm định nội sinh cho biến mơ hình (3) 62 Bảng 4.19: Kết kiểm định tính phù hợp biến công cụ .64 Bảng 4.20: Kết hồi quy GMM cho mơ hình (3) .65 TÓM TẮT Tro ng đề tài này, tác giả tiến hành nghiên cứu tác động việc nắm giữ tiền mặt vƣợt mức lên mối quan hệ định tài bao gồm định đầu tƣ, định tài trợ, định chi trả cổ tức giá trị công ty Đề tài sử dụng liệu dạng bảng bao gồm 236 cơng ty phi tài niêm yết Sở Giao Dịch Chứng Khốn Hồ Chí Minh Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2013 Kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy công ty Việt Nam giai đoạn nghiên cứu có tình trạng nắm giữ tiền vƣợt mức việc nắm giữ tiền có tác động lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty Kết rằng, cơng ty có lƣợng tiền nắm giữ vƣợt mức giảm đầu tƣ, tăng sử dụng nợ vay tăng chi trả cổ tức làm tăng giá trị công ty Việc sử dụng nợ vay tăng chi trả cổ tức giúp công ty quản lý tốt lƣợng tiền mặt dƣ thừa, hạn chế tình trạng đầu tƣ mức bất cân xứng thông tin cổ đông nhà quản lý Bên cạnh cịn làm tăng niềm tin cho cổ đông cổ tức đƣợc chi trả ổn định tăng dần Từ khóa: nắm giữ tiền vƣợt mức, định tài chính, giá trị cơng ty CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài Vì lƣợng tiền mặt nắm giữ có ảnh hƣởng lớn đến giá trị công ty nên vấn đề liên quan đến việc nắm giữ tiền đƣợc nghiên cứu từ sớm, khởi đầu nghiên cứu Miller Orr (1966), Milbourne (1983), Myers Majluf (1984) Các nghiên cứu tạo bƣớc đệm cho hàng loạt nghiên cứu đƣợc thực liên tục sau nhƣ Jensen (1986), Blanchard cộng (1994), Kim cộng (1998), Opler cộng (1999), Dittmar cộng (2003), Ozkan Ozkan (2004), Dittmar Mahrt – Smith (2007), Bates cộng (2009)… Đến nay, vấn đề nắm giữ tiền công ty thu hút quan tâm nhà nghiên cứu giới với nhiều nghiên cứu nhƣ Lee Powell (2011), Louis cộng (2012), Acharya cộng (2012), Brisker cộng (2013), Al-Najjar (2013)… Hầu hết chứng thực nghiệm cho thấy việc trì nhiều tài sản có tính khoản mà tiền tài sản có tính khoản cao cho phép cơng ty gia tăng tính linh hoạt tài chính, có đủ nguồn tài trợ giúp công ty giảm lệ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngồi, cơng ty gặp khó khăn việc sử dụng nguồn tài trợ chi phí phát sinh cao khơng đủ điều kiện vay… Nhƣng nhƣ khơng có nghĩa trì tiền nhiều tốt Cơng ty cần tiền để thực đầu tƣ, tốn chi phí phát sinh hàng ngày phần để phòng ngừa Do đó, cơng ty trì lƣợng tiền nhiều nhu cầu cần thiết đƣợc gọi tiền vƣợt mức Lƣợng tiền dƣ thừa nhiều xung đột cổ đông quản lý cao, chi phí đại diện tăng có nhiều tiền tay, nhà quản lý dễ dàng việc đầu tƣ vào hàng loạt dự án kể dự án rủi ro cao, mức sinh lời thấp nhằm trục lợi cho thân Điều dẫn đến việc đầu tƣ mức gây thiệt hại cho công ty, làm giảm giá trị tài sản cổ đơng Do cổ đơng ln mong muốn cơng ty trì lƣợng tiền vừa đủ phân phối lƣợng tiền dƣ thừa thông qua chi trả cổ tức nhằm hạn chế quyền tự đầu tƣ nhà quản lý Trong trƣờng hợp này, công ty cần vố n tài trợ cho hội đầu tƣ sử dụng nguồn vố n vay bên ngồi Cùng với sách chi trả cổ tức, đòn bẩy đƣợc sử dụng nhƣ cơng cụ hữu hiệu vừa tận dụng đƣợc lợi ích chắn thuế, vừa có tác dụng làm giảm vấn đề đại diện cổ đông nhà quản lý, tăng cƣờng giám sát chủ nợ nhà quản lý, hạn chế tình trạng đầu tƣ không hiệu Thực tế Việt Nam nay, nhiều công ty chuyển từ đầu tƣ tài chính, bất động sản sang dự trữ tiền tạo nên tâm lý thận trọng, e dè không công ty nhỏ mà công ty lớn Điển hình cơng ty lớn nhƣ Phân bón Hóa chất Dầu khí (DPM) tính đến cuối năm 2013, số dƣ tiền lớn, lên tới 4.032 tỷ đồng, chiếm 37,32% tổng tài sản Hay công ty Thủy sản Minh Phú (MPC), tính đến cuối năm 2013, cơng ty 2.000 tỷ đồng tiền khoản tƣơng đƣơng tiền, chiếm tỷ trọng 26% tổng tài sản Cơng ty Kinh Đơ có số dƣ tiền khoản tƣơng đƣơng tiền tính tới cuối 2013 lên tới gần 2.000 tỷ đồng chiếm 31% tổng tài sản Nhiều công ty quy mô nhỏ nhƣng lƣợng tiền nắm giữ nhiều nhƣ công ty Bia Hà Nội (HAT) có tỷ lệ tiền trên tổng tài sản c uối năm 2013 52% tỷ lệ công ty Thực phẩm Lâm Đồng (VDL) 31%… Việc nhiều cơng ty nắm giữ tiền tình hình khơng có lạ tất hoạt động đầu tƣ gặp khó khăn Hơn nữa, nhiều cơng ty rơi vào tình trạng khả tốn, khơng đủ tiền để hoạt động nhƣ công ty Đầu tƣ Tổ ng hợp Hà Nội, công ty Sông Đà Thăng Long… khiến công ty muốn nắm giữ tiền nhiều Từ thực trạng đó, vấn đề nắm giữ tiền vƣợt mức có ảnh hƣởng nhƣ đến mối quan hệ định tài giá trị cơng ty cơng ty Việt Nam cần đƣợc làm sáng tỏ để giúp cho nhà đầu tƣ, nhà quản lý có lựa chọn đắn Tại Việt Nam có nhiều nghiên cứu tác động trực tiếp việc nắm giữ tiền vƣợt mức đến giá trị công ty nhƣng chƣa có nghiên cứu phân tích tác động việc nắm giữ tiền vƣợt mức lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty Chính lý đó, tác giả thực đề tài “Tác động việc nắm giữ tiền mặt vƣợt mức lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty” nhằm tìm câu trả lời giúp nhà quản 37 Gaver, J J and Gaver, K M., 1993 Additional evidence on the association between the investment opportunity set and corporate financing, dividend and compensation policies Journal of Accounting and Economics, 16: 125 – 160 38 Gill, A and Shah, C., 2012 Determinants of Corporate CashHoldings: Evidence from Canada International Journal of Economics and Finance, 4: 70 – 79 39 Goyal, V et al., 2002 Growth opportunities and corporate debt policy: the case of the US defence industry Journal of Financial Economics, 64: 35 – 59 40 Grossman, S F and Hart, O., 1982 Corporate financial structure and managerial incentives Chicago: The Economics of Information and Uncertainty 41 Guest, P M., 2009 The impact of board size on firm performance: evidence from the UK The European Journal of Finance, 15: 385 – 404 42 Gugler, K., 2003 Corporate governance, dividend payout policy, and the interrelation between dividends, R&D, and capital investment Journal of Banking and Finance, 27: 1297–1321 43 Gul, F A., 1999 Growth opportunities, capital structure and dividend policies in Japan Journal of Corporate Finance, 5: 141 – 168 44 Guney, Y et al., 2007 International evidence on the non-linear impact of leverage on corporate cash holdings Journal of Multinational Financial Management, 17: 45 – 60 45 Hansen, L P., 1982 Large sample properties of Generalized Method of Moments estimators Econometrica, 50: 1029 – 1054 46 Hardin, W G et al., 2009 The determinants of REIT cash holdings Journal of Real Estate Financial Economics 39: 39 – 57 47 Harford, J., 1999 Corporate cash reserves and acquisitions Journal of Finance, 54: 1969–1997 48 Harford, J et al., 2008 Corporate go vernance and firm cash holdings in the US Journal of Financial Economics, 87: 535 – 555 49 Harris, M and Raviv, A., 1990 Capital structure and the informational role of debt The Journal of Finance, 45: 321 – 349 50 HoltzEakin, D et al., 1988 Estimating vector auto regressions with panel data Econometrica, 56: 1971 – 1995 51 Hoshi, T et al., 1991 Corporate structure, liquidity and investment: evidence from Japanese industrial groups Quarterly Journal of Economics, 106: 33 – 60 52 Huang, A G., 2009 The cross section of cash flow volatility and expected stock returns Journal of Empirical Finance, 16: 409 – 429 53 Jensen, M., 1986 Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeo vers American Economic Review, 76: 323 – 339 54 Jensen, M and Meckling, W., 1976 Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure Journal of Financial Economics, 3: 305 – 360 55 John, T A., 1993 Accounting measures of corporate liquidity, leverage, and costs of financial distress Financial Management, 22: 91 – 100 56 Kadapakkam, P R et al., 1998 The impact of cash flows and firm size on investment: the international evidence Journal of Banking and Finance, 22: 293 – 320 57 Kalcheva, I and Lins K., 2007 International Evidence on Cash Holdings and Expected Managerial Agency Problems Review of Financial Studies, 20: 1087 – 1112 58 Kaplan, S and Zingales, L., 1997 Do investment – cash flow sensitivities pro vide useful measures of financing constraints? Quarterly Journal of Economics, 112: 169 – 215 59 Keynes, J M., 1936 The General Theory of Employment Interest and Money London: Harcourt Brace 60 Kim, C S et al., 1998 The determinants of corporate liquidity: Theory and Evidence Journal of Financial and Quantitative Analysis , 33: 305 – 334 61 Kim, J et al., 2011 Determinants of corporate cash-holding levels: an empirical examination of the restaurant industry International Journal of Hospitality Management, 30: 568 – 574 62 Kuan, T H., et al., 2011 Cash holdings and corporate go vernance in family – controlled firms Journal of Business Research, 64: 757 – 764 63 La Porta, R et al., 2002 Investor protection and corporate valuation Journal of finance, 57: 1147 – 1170 64 Lang, L et al., 1991 A test of the free cash flow hypothesis: the case of bidder returns Journal of Financial Economics, 29: 315 – 335 65 Lang, L et al., 1996 Leverage, investment, and firm growth Journal of Financial Economics, 40: – 29 66 Lee, S Y and Sheu, H J., 2012 Excess cash holdings and investment: The moderating roles of financial constraints and managerial entrenchment Accouting and Finance, 52: 287 – 310 67 Lins, K et al., 2010 What Drives Corporate Liquidity? An International Survey of Cash Holdings and Lines of Credit Journal of Financial Economics, 98: 160 – 176 68 Long, M and Maltiz, I., 1985 The investment – financing nexus: Some empirical evidence Midland Corporate Finance Journal, 3: 53 – 59 69 Louis, H et al., 2012 Value of Cash Holdings and Accounting Conservatism Contemporary Accounting Research, 29: 1249 – 1271 70 Lozano, M B., 2012 Analyzing the effect of excess cash accumulation on financial decisions Journal of Applied Economics, 44: 2687 – 2698 71 Miller, M H and Orr, D., 1966 A model of the demand for money by firms Quarterly Journal of Economics, 80: 413 – 435 72 Myers, S C., 1977 Determinants of corporate borrowing Journal of Financial Economics, 5: 147 – 176 73 Myers, S C and Majluf, N S., 1984 Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors not have Journal of Financial Economics, 13: 187 – 221 74 Opler, T et al., 1999 The determinants and implications of corporate cash holdings Journal of Financial Economics, 52: – 46 75 Oswald, D and Young, S., 2008 Share reacquisitions, surplus cash, and agency problems Journal of Banking and Finance, 32: 795 – 806 76 Ozkan, A., 1996 Corporate bankruptcies, liquidation costs and the role of banks The Manchester School, 64: 104 – 119 77 Ozkan, A and Ozkan, N., 2004 Corporate cash holdings: an empirical investigation of UK companies Journal of Banking and Finance, 28: 2103– 2134 78 Perfect, S B and K W Wiles, 1994 Alternative constructions of To bin’s q: An empirical comparison Journal of Empirical Finance, 1: 313 – 341 79 Pinkowitz, L., 2000 The market for corporate control and corporate cash holdings Working Paper, Georgetown University 80 Pinkowitz, L et al., 2006 Does the contributions of corporate cash holdings dividend to firm value depend on go vernance? A crosscountry analysis Journal of Finance, 61: 2725 – 2751 81 Pinkowitz, L and Williamson, R., 2007 What is the market value of a dollar of corporate cash? Journal of Applied Corporate Finance, 19: 74 – 81 82 Powell, E and Kent – Baker, H., 2010 Management views on corporate cash holdings Journal of Applied Finance, 20: 155 – 170 83 Rajan, R G and Zingales, L., 1995 What we know about capital structure? Some evidence from international data Journal of Finance, 50: 1421 – 1460 84 Roodman, D., 2006 How To Do xtabond2: An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata Stata Journal, 9: 86 – 136 85 Rozeff, M., 1982 Growth, beta and agency costs as determinants of dividend payout ratios Journal of Financial Research, 5: 249 – 259 86 Ruta, M and Eric, M., 2011 Cash Holdings, Working Capital and Firm Value: Evidence from France SSRN Electronic Library, SSRN ID: 1836999 87 Schooley, D K and Barney, L D., 1994 Using dividend policy and managerial ownership to reduce agency costs Journal of Financial Research, 17: 363 – 373 88 Shleifer, A and Vishny, R W., 1992 Liquidation values and debt capacity: a market equilibrium approach The Journal of Finance 47: 1343–1366 89 Smith, J C W and Watts, R L., 1992 The investment opportunity set and corporate financing, dividend and compensation policies Journal of Financial Economics, 32: 263 – 292 90 Stulz, R., 1988 Managerial control of voting rights: Financing policies and the market for corporate control Journal of Financial Economics, 88: 25 – 54 91 Stulz, R., 1990 Managerial discretion and optimal financial policies Journal of Financial Economics, 26: – 28 92 Sufi, A., 2009 Bank Lines of Credit in Corporate Finance: An Empirical Analysis Review of Financial Studies, 22: 1057 – 1088 93 Titman, S and Wessels, R., 1988 The determinants of capital structure choice The Journal of Finance, 43: 1–19 94 Venkiteshwaran, V., 2011 Partial adjustment toward optimal cash holding levels Review of Financial Economics, 20: 113 – 112 95 Utami, S R., and Inanga, E L., 2011 Agency Costs of Free Cash Flow, Dividend Policy, and Leverage of Firms in Indonesia European Journal of Economics, 33: 15 – 30 96 Whited, T., 1992 Debt, liquidity constraints, and corporate investment: Evidence from panel data Journal of finance, 47: 1425 – 1460 97 Williamson, O., 1988 Corporate finance and corporate go vernance The Journal of Finance, 43: 567 – 591 98 Windmeijer, F., 2005 A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators Journal of Econometrics, 126: 25 – 51 PHỤ LỤC  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (1) theo phƣơng pháp Pooled OLS Source | SS df MS -+ -Model | 61.230007 21 2.91571462 Residual | 63.4040616 1394 045483545 -+ -Total | 124.634069 1415 088080614 Number of obs F( 21, 1394) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1416 64.10 0.0000 0.4913 0.4836 21327 -MV | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -INV | 001001 0021057 0.48 0.635 -.0031297 0051317 INVIO | -.0087208 0034553 -2.52 0.012 -.0154991 -.0019426 LEV | 1229935 0409479 3.00 0.003 0426674 2033197 LEVIO | 0311516 0330366 0.94 0.346 -.0336552 0959584 DIV | -.1741969 0277005 -6.29 0.000 -.2285362 -.1198577 DIVIO | 448075 0373974 11.98 0.000 3747138 5214363 ROA | 6252033 060809 10.28 0.000 5059162 7444904 SIZE | 0235717 0052751 4.47 0.000 0132237 0339197 | year | 2008 | -.4579787 0278328 -16.45 0.000 -.5125774 -.40338 2009 | -.363229 0253608 -14.32 0.000 -.4129784 -.3134796 2010 | -.3871623 0255531 -15.15 0.000 -.437289 -.3370356 2011 | -.4420107 0266462 -16.59 0.000 -.4942817 -.3897396 2012 | -.4202671 0263823 -15.93 0.000 -.4720203 -.3685139 2013 | -.3315823 02598 -12.76 0.000 -.3825464 -.2806182 | IND | | 0173306 0362938 0.48 0.633 -.0538658 0885271 | 0901653 0600556 1.50 0.133 -.0276439 2079745 | 0715236 0414117 1.73 0.084 -.0097124 1527597 | 1558344 0446015 3.49 0.000 0683411 2433276 | 0437346 0376803 1.16 0.246 -.0301817 1176509 | 0212028 0389031 0.55 0.586 -.0551122 0975177 | 010673 0437117 0.24 0.807 -.0750749 0964209 | _cons | 4460277 1488222 3.00 0.003 154088 7379674  Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình (1) theo phƣơng pháp Pooled OLS White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(194) Prob > chi2 = = 508.80 0.0000  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (1) theo phƣơng pháp Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1416 236 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.4889 between = 0.2531 overall = 0.3451 corr(u_i, Xb) = -0.4388 F(14,1166) Prob > F = = 79.67 0.0000 -MV | Coef Std Err t P>|t| [95 % Conf Interval] -+ -INV | 0002667 0056954 0.05 0.963 -.0109076 011441 INVIO | -.0088061 0034849 -2.53 0.012 -.0156436 -.0019686 LEV | 2465894 0862855 2.86 0.004 0772973 4158816 LEVIO | 0199775 0344951 0.58 0.563 -.047702 0876569 DIV | -.0357071 0309221 -1.15 0.248 -.0963764 0249621 DIVIO | 3072307 0382266 8.04 0.000 23223 3822314 ROA | 6635495 090352 7.34 0.000 4862788 8408202 SIZE | 1226792 0283923 4.32 0.000 0669736 1783848 | year | 2008 | -.4947343 0256698 -19.27 0.000 -.5450985 -.44437 2009 | -.4014452 0252715 -15.89 0.000 -.4510279 -.3518625 2010 | -.4519368 0281957 -16.03 0.000 -.5072569 -.3966168 2011 | -.5412812 0312761 -17.31 0.000 -.602645 -.4799174 2012 | -.5080848 0315931 -16.08 0.000 -.5700704 -.4460991 2013 | -.4094318 0322545 -12.69 0.000 -.4727152 -.3461484 | _cons | -2.21394 729571 -3.03 0.002 -3.645359 -.7825212 -+ -sigma_u | 1874489 sigma_e | 18653658 rho | 50243944 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(235, 1166) = 2.96 Prob > F = 0.0000  Kết ƣớc lƣợng mô hình (1) theo phƣơng pháp Random Effect Random-effects GLS regression Group variable: id R-sq: within = 0.2755 between overall = 0.5035 = 0.3551 corr(u_i, X) = (assumed) Number of obs Number of groups = = 1416 236 Obs per group: avg max Wald chi2(8) Prob > chi2 = = = = = 6.0 681.36 0.0000 -MV | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -INV | 0031481 0026612 1.18 0.237 -.0020677 008364 INVIO | -.0104756 0037804 -2.77 0.006 -.017885 -.0030663 LEV | 0334649 0494213 0.68 0.498 -.063399 1303289 LEVIO | 1239521 0358553 3.46 0.001 053677 1942271 DIV | -.2030172 0308039 -6.59 0.000 -.2633916 -.1426427 DIVIO | 4738444 0408806 11.59 0.000 3937199 553969 ROA | 5956067 0720664 8.26 0.000 4543592 7368542 SIZE | 0092798 006549 1.42 0.156 -.0035559 0221155 _cons | 5255778 1755466 2.99 0.003 1815127 8696428 -+ -sigma_u | 08142422 sigma_e | 21869018 rho | 12174946 (fraction of variance due to u_i)  Kết kiểm định Hausman lựa chọn FE RE Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FE1 RE1 Difference S.E -+ -INV | 0002667 0031481 -.0028814 0050354 INVIO | -.0088061 -.0104756 0016695 LEV | 2465894 0334649 2131245 0707299 LEVIO | 0199775 1239521 -.1039746 DIV | -.0357071 -.2030172 16731 002702 DIVIO | 3072307 4738444 -.1666137 ROA | 6635495 5956067 0679428 054497 SIZE | 1226792 0092798 1133994 0276266 -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(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 673.50 Prob>chi2 = 0.0000  Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình (1) theo Fixed Effect Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity model in fixed effect regression H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (236) = Prob>chi2 = 1.4e+05 0.0000  Kết kiểm định tự tƣơng quan mơ hình (1) theo Fixed Effect Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F(1,235) = 120.388 Prob > F = 0.0000  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (1) phƣơng pháp GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 236 (0.2058) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(8) Prob > chi2 = = = = = = = 1416 236 1855.26 0.0000 -MV | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -INV | 0050536 0006402 7.89 0.000 0037987 0063084 INVIO | -.0078533 0010171 -7.72 0.000 -.0098468 -.0058597 LEV | 1971042 0221887 8.88 0.000 1536151 2405 932 LEVIO | 0955434 0103092 9.27 0.000 0753377 1157491 DIV | -.0652952 0108584 -6.01 0.000 -.0865774 -.044013 DIVIO | 1631425 0143799 11.35 0.000 1349584 1913266 ROA | 325967 0393211 8.29 0.000 248899 403035 SIZE | 0022857 0025384 0.90 0.368 -.0026895 0072608 _cons | 6146313 069645 8.83 0.000 4781297 7511329  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (3) theo phƣơng pháp Pooled OLS Source | SS df MS -+ -Model | 14.1567804 16 884798777 Number of obs = F( 16, 1399) = Prob > F = 1416 11.20 0.0000 Residual | 110.477288 1399 078968755 -+ -Total | 124.634069 1415 088080614 R -squared = Adj R-squared = Root MSE = 0.1136 0.1034 28101 -MV | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -INV | 0002125 0033788 0.06 0.950 -.0064156 0068405 INVCH1 | -.0025369 0043302 -0.59 0.558 -.0110314 0059575 LEV | 3044435 0508728 5.98 0.000 2046483 4042386 LEVCH1 | DIV | DIVCH1 | -.0066588 033036 -.0277757 0420838 0369194 0484542 -0.16 0.89 -0.57 0.874 0.371 0.567 -.089213 -.0393873 -.1228264 0758953 1054593 067275 Growth | ROA | SIZE | 0173314 8362698 0272868 0255639 0793117 0067993 0.68 10.54 4.01 0.498 0.000 0.000 -.0328164 6806872 0139488 0674792 9918525 0406248 | IN | D | | 024861 1134676 0477888 079348 0.52 1.43 0.603 0.153 -.0688844 -.0421863 1186065 2691215 | | | 0588964 215296 0641052 0544251 0583113 0495317 1.08 3.69 1.29 0.279 0.000 0.196 -.0478673 100909 -.0330593 16566 329683 1612696 | | | 0317028 0430543 0510809 0575945 0.62 0.75 0.535 0.455 -.0685007 -.0699265 1319062 1560351 | -.1350571 1925174 -0.70 0.483 -.5127111 2425969 _cons  Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình (3) theo phƣơng pháp Pooled OLS White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(217) = Prob > chi2 = 520.96 0.0000  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (3) theo phƣơng pháp Fixed Effect Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 1416 236 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.0867 between = 0.3212 overall = 0.4025 corr(u_i, Xb) = -0.6109 F(9,1171) Prob > F = = 12.35 0.0000 -MV | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -INV | -.0048716 0084126 -0.58 0.563 -.0213772 0116339 INVCH1 | 0013213 0051014 0.26 0.796 -.0086877 0113303 LEV | 775291 1068647 7.25 0.000 5656234 9849587 LEVCH1 | -.0215725 0467985 -0.46 0.645 -.1133907 0702457 DIV | 1308412 0410314 3.19 0.001 0503379 2113445 DIVCH1 | -.0094321 0511414 -0.18 0.854 -.1097713 090907 Growth | 0306492 0250171 1.23 0.221 -.0184341 0797326 ROA | 8227122 1168688 7.04 0.000 5934166 1.052008 SIZE | -.0905336 0237867 -3.81 0.000 -.137203 -.0438642 _cons | 2.783876 6259724 4.45 0.000 1.555724 4.012029 -+ -sigma_u | 23644524 sigma_e | 24882175 rho | 47451204 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(235, 1171) = 2.77 Prob > F = 0.0000  Kết ƣớc lƣợng mơ hình (3) theo phƣơng pháp Random Effect Random-effects GLS regression Group variable: id R-sq: within = 0.0603 between overall = 0.1461 = 0.0908 corr(u_i, X) = (assumed) Number of obs Number of groups = = 1416 236 Obs per group: avg max Wald chi2(9) Prob > chi2 = = = = = 6.0 115.15 0.0000 -MV | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -INV | -.0001242 0040114 -0.03 0.975 -.0079863 007738 INVCH1 | -.0006349 0044396 -0.14 0.886 -.0093364 0080665 LEV | 3237414 0589657 5.49 0.000 2081707 4393121 LEVCH1 | -.0167487 0425655 -0.39 0.694 -.1001756 0666782 DIV | 0573741 0369707 1.55 0.121 -.0150872 1298354 DIVCH1 | -.01119 0478693 -0.23 0.815 -.1050122 0826322 Growth | 0388322 0240672 1.61 0.107 -.0083386 086003 ROA | 8145544 0881985 9.24 0.000 6416886 9874202 SIZE | 0193133 0083338 2.32 0.020 0029793 0356473 _cons | 1002685 222019 0.45 0.652 -.3348807 5354177 -+ - sigma_u | 11864838 sigma_e | 24882175 rho | 18525456 (fraction of variance due to u_i)  Kết kiểm định Hausman lựa chọn FE RE Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FE3 RE3 Difference S.E -+ -INV | -.0048716 -.0001242 -.0047474 0073947 INVCH1 | 0013213 -.0006349 0019562 0025129 LEV | 775291 3237414 4515496 0891241 LEVCH1 | -.0215725 -.0167487 -.0048238 0194492 DIV | 1308412 0573741 0734671 0177972 DIVCH1 | -.0094321 -.01119 0017579 0179993 Growth | 0306492 0388322 -.008183 0068284 ROA | 8227122 8145544 0081578 0766768 SIZE | -.0905336 0193133 -.1098469 0222791 -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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 75.67 Prob>chi2 = 0.0000  Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình (3) theo Fixed Effect Modified Wald model H0: sigma(i)^2 i chi2 (236) Prob>chi2 test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression = sigma^2 for all = 2.9e+05 = 0.0000  Kết kiểm định tự tƣơng quan mơ hình (3) theo Fixed Effect Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F(1,235) = Prob > F = 134.770 0.0000  Kết kiểm định nội sinh (Endogeneity Test) • Biến INV Endogeneity test of endogenous regressors: 6.852 Chi-sq(1) P-val = 0.0089 • Biến INV.CH1 Endogeneity test of endogenous regressors: 9.526 Chi-sq(1) P-val = 0.0020 • Biến LEV Endogeneity test of endogenous regressors: 0.869 Chi-sq(1) P-val = 0.3511 • Biến LEVCH1 Endogeneity test of endogenous regressors: 0.005 Chi-sq(1) P-val = 0.9463 • Biến DIV Endogeneity test of endogenous regressors: 0.940 Chi-sq(1) P-val = 0.3323 • Biến DIVCH1 Endogeneity test of endogenous regressors: 3.138 Chi-sq(1) P-val = 0.0765 • Biến Growth Endogeneity test of endogenous regressors: 4.129 Chi-sq(1) P-val = 0.0421 • Biến ROA Endogeneity test of endogenous regressors: 7.983 Chi-sq(1) P-val = 0.0047 • Biến SIZE Endogeneity test of endogenous regressors: 8.463 Chi-sq(1) P-val = 0.0036  Kết ƣớc lƣợng mơ hình GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1416 Time variable : year Number of groups = 236 Number of instruments = 102 Obs per group: = F(15, 235) = 21.62 avg = 6.00 Prob > F = 0.000 max = -| Corrected Std Err MV | Coef t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -INV | -.0063632 0026105 -2.44 0.016 -.0115062 -.0012202 INVCH1 | 0032706 0050389 0.65 0.517 -.0066567 0131978 LEV | 345927 201832 1.71 0.088 -.0517044 7435583 LEVCH1 | 1715826 1155835 1.48 0.139 -.0561296 3992949 DIV | 2566713 1065111 2.41 0.017 0468327 4665099 DIVCH1 | -.0685013 1258663 -0.54 0.587 -.3164718 1794691 Growth | 0402134 0681389 0.59 0.556 -.0940278 1744545 ROA | 4345524 2638148 1.65 0.101 -.0851918 9542966 SIZE | 0373298 0280018 1.33 0.184 -.0178369 0924966 | year | 2008 | -.5461658 0460314 -11.87 0.000 -.6368527 -.4554789 2009 | -.3901844 0434373 -8.98 0.000 -.4757606 -.3046081 2010 | -.4364381 0465348 -9.38 0.000 -.5281168 -.3447594 2011 | -.5648321 047331 -11.93 0.000 -.6580794 -.4715848 2012 | -.5066841 0509646 -9.94 0.000 -.60709 -.4062782 2013 | -.3844555 0519895 -7.39 0.000 -.4868805 -.2820305 | _cons | -.0601017 6814526 -0.09 0.930 -1.402638 1.282435 -Instruments for first differences equation Standard D.(2007b.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/5).(INV INVCH1 Growth ROA SIZE) Instruments for levels equation Standard 2007b.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL (INV INVCH1 Growth ROA SIZE) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.23 Pr > z = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.79 Pr > z = 0.431 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(86) = 213.60 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(86) = 91.27 weakened by many instruments.) Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.328 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(61) = 67.45 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(25) = 23.82 Prob > iv(2007b.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year Hansen test excluding group: chi2(80) = 89.63 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 1.64 Prob > chi2 = 0.266 chi2 = 0.530 2013.year) chi2 = 0.216 chi2 = 0.950 ... nghiên cứu tác động trực tiếp việc nắm giữ tiền vƣợt mức đến giá trị cơng ty nhƣng chƣa có nghiên cứu phân tích tác động việc nắm giữ tiền vƣợt mức lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty Chính lý... cơng ty thiếu hụt tiền mặt Chính vậy, để quan sát ảnh hƣởng việc nắm giữ tiền vƣợt mức lên mối quan hệ định tài giá trị cơng ty cần thiết phải phân tích tác động định tài lên giá trị cơng ty điều... tƣơng tác mơ hình nhằm phân biệt tác động định tài lên giá trị công ty dựa lƣợng tiền nắm giữ cơng ty nhiều hay Theo đó, biến có giá trị cơng ty nắm giữ tiền vƣợt mức có giá trị cơng ty nắm giữ tiền