Tác động của biến động dòng tiền đến cấu trúc vốn của các dnny tại việt nam

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 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 Trần Ngọc Thơ, chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu trước Nghiên cứu sinh Nguyễn Hải Yến ii LỜI CẢM ƠN Đầu tiên, tơi xin bày tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến người thầy hướng dẫn tôi, GS.TS Trần Ngọc Thơ hướng dẫn khoa học gợi ý mang tính chất gợi mở tri thức thầy Thầy người nhẹ nhàng đốc thúc, động viên tơi suốt q trình thực luận án Tơi khơng thể hồn thành luận án khơng có lời khun, góp ý hỗ trợ từ Thầy Tiếp đó, tơi xin chân thành cảm ơn thầy, cô giáo Khoa Tài phịng ban chức khác Trường đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh hỗ trợ giúp đỡ nhiều 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,cơ giáo đồng nghiệp trường Đại học Kinh tế- Luật giúp đỡ tạo điều kiện thuận lợi trình làm luận án 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 để 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 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu .1 1.2 Bối cảnh nghiên cứu Việt Nam 1.3 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu .9 1.5 Phương pháp nghiên cứu liệu 1.5 Các đóng góp nghiên cứu 11 1.6 Kết cấu luận án 11 2.1 Các khái niệm lý thuyết liên quan 13 2.1.1 Các khái niệm 13 2.1.1.1 Biến động dòng tiền 13 2.1.1.2 Cấu trúc vốn .20 2.1.2 Các lý thuyết giải thích tác động BĐDT đến CTV 21 2.1.2.1 Lý thuyết trật tự phân hạng 21 2.1.2.2 Lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn .21 2.1.2.3 Mơ hình Black-Scholes 23 2.2 Bằng chứng thực nghiệm tác động BĐDT đến CTV 25 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm giới 25 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam .38 2.3 Tác động BĐDT đến CTV ảnh hưởng yếu tố đặc thù 41 2.3.1 CEO mối quan hệ BĐDT – CTV 42 iv 2.3.2 Cấu trúc sở hữu mối quan hệ BĐDT – CTV 45 2.3.3 DTHĐ mối quan hệ BĐDT- CTV 48 2.4 Khoảng trống nghiên cứu 50 2.5 Giả thuyết nghiên cứu 51 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 57 3.1 Quy trình thực nghiên cứu khung nghiên cứu thực nghiệm .57 3.1.1 Quy trình thực nghiên cứu 57 3.1.2 Khung lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm 58 3.2 Mơ hình nghiên cứu 60 3.3 Đo lường biến mơ hình 61 3.3.1 Biến phụ thuộc - Hệ số nợ 61 3.3.2 Biến độc lập quan tâm mô hình nghiên cứu – BĐDT 63 3.3.3 Các biến kiểm sốt biến điều kiện mơ hình 66 3.3.3.1 Các biến kiểm sốt mơ hình nghiên cứu 66 3.3.3.2 Các biến tương tác mơ hình nghiên cứu 71 3.4 Phương pháp ước lượng mơ hình nghiên cứu 73 3.5 Dữ liệu nghiên cứu 79 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 83 4.1 Phân tích mơ tả thống kê 83 4.2 Kết nghiên cứu 87 4.2.1 Mối quan hệ BĐDT CTV .87 4.2.3 Tác động sở hữu nhà nước sở hữu nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 101 4.2.3.1 Tác động sở hữu nhà nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 101 4.2.3.2 Tác động sở hữu nước đến mối quan hệ BĐDT CTV 104 4.2.4 Ảnh hưởng DTHĐ đến mối quan hệ BĐDT CTV 107 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 112 v 5.1 Những phát luận án 112 5.2 Khuyến nghị luận án 114 5.3 Hạn chế luận án hướng nghiên cứu 115 5.3.1 Hạn chế luận án 116 5.3.2 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: Đòn 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 2.1: Các tiêu đại diện cho dòng tiền 14 Bảng 2.2: Nghiên cứu thực nghiệm cách đo lường BĐDT 16 Bảng 2.3: Mục đích nghiên cứu BĐDT 26 Bảng 2.4: Tóm tắt nghiên cứu tác động BĐDT đến CTV…………………………….35 Bảng 3.1: Các biến sử dụng xem xét tác động BĐDT đến CTV 72 Bảng 4.1: Thống kê mơ tả tồn liệu nghiên cứu .84 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan cặp biến toàn mẫu 85 Bảng 4.3: Tác động BĐDT đến cấu trúc vốn toàn mẫu nghiên cứu 88 Bảng 4.4: Kết hồi quy với cách đo lường BĐDT khác 91 Bảng 4.5: Kết hồi quy có thêm tác động khủng hoảng 93 Bảng 4.6: Kết hồi quy phương pháp sai số Driscoll-Kraay 94 Bảng 4.7 :Tóm tắt kết nghiên cứu biến kiểm sốt mơ hình .95 Bảng 4.8: Tác động BĐDT đến CTV điều kiện kinh nghiệm tài CEO 99 Bảng 4.9: Số lượng quan sát có sử dụng nợ theo phân vị dòng tiền kinh nghiệm tài CEO 100 Bảng 4.10: Sở hữu nhà nước ảnh hưởng đến mối quan hệ BĐDT CTV 102 Bảng 4.11: Tác động BĐDT đến CTV có sở hữu nước 105 Bảng 4.12: Số lượng quan sát sử dụng ĐBTC theo 20 phân vị BĐDT sở hữu nước 106 Bảng 4.13: Thống kê mô tả dựa phân vị DTHĐ 108 Bảng 4.14: Tác động BĐDT đến việc sử dụng nợ dựa phân vị dòng tiền 109 viii DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ Hình 1.2: Biến động dòng tiền DNNY Việt Nam Hình 3.1 Quy trình thiết kế nghiên cứu 58 Hình 3.2 Khung nghiên cứu thực nghiệm 59 Hình 4.1: Đồ 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 l l i l l l l l doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn 2008-2019 Điểm khác biệt l l l l l l l l l l l l so với nghiên cứu trước đây, nghiên cứu xem xét thêm tác động CEO l l l l l l l l l l có kinh nghiệm làm việc tài chính, sở hữu nhà nước, sở hữu nước l l i dòng tiền hoạt động đến mối quan hệ biến động dòng tiền cấu trúc vốn i i l l l l l l l l l l Trong đó, nghiên cứu sử dụng cách đo lường biến động dịng tiền có điều kiện theo l l l l l l l l l De Veirman and Levin (2011) Phương pháp ước lượng GMM hệ thống sử dụng xem xét thực hồi quy mơ hình nghiên cứu Kết nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ ngược chiều biến động dòng tiền việc sử dụng nợ doanh nghiệp niêm yết Việt Nam giai đoạn nghiên cứu Sự tác động ngược chiều bị giảm có mặt kinh nghiệm làm việc lĩnh vực tài CEO, l l l l v l l v t c i i l l l l l l l ll động thuận chiều đến cấu trúc vốn CEO có kinh nghiệm lĩnh vực tài chính, l l l l l l l l l l l l l l t l ngược lại biến động dịng tiền có tác động ngược chiều đến cấu trúc vốn trường hợp l l i l sở hữu nước sở hữu nhà nước điều tiết Cụ thể, biến động dòng tiền tác ll l l ll l l l ll l l l l l l CEO khơng có kinh nghiệm lĩnh vực tài Ở doanh nghiệp có sở hữu l i l i l l l l l nhà nước, biến động dòng tiền cao làm gia tăng tỷ lệ nợ dài hạn, giảm mức l l l l l l l l l l nợ vay tổng nợ doanh nghiệp Tuy nhiên, xét riêng doanh nghiệp có l l l l l sở hữu nước chưa thấy tác động biến động dòng tiền đến ba cách đo l l l l l l l l l l l lường địn bẩy tài Cuối cùng, mức dịng tiền hoạt động thấp trung bình, có biến động dòng tiền tăng làm giảm việc sử dụng nợ Ở mức dòng tiền hoạt l l l l l l l l l l động cao , biến động dòng tiền chưa thấy tác động đến cấu trúc vố n l l l l l l l l l l l l l l Từ kho á: Biến động dòng tiền, cấu trúc vốn, CEO kinh nghiệm làm việc tài chính, i li li li li l i l l l l l sở hữu nhà nư ớc, sở hữu nước ngồi, dịng tiền hoạt động i i i i i i i i i l x ABSTRACT The thesis examines the impact of cash f low volatility o n the capital structure in i i i i i i i i i Vietnamese listed companies in the period 2008-2019 In particular, unlike previous studies on cash flow volatility, this study investigates the effect of chief executive officer/ director CEO’s financial work experience, state ownership, foreign ownership and operating cash flow on the relationship between cash flow volatility and capital structure In which, this study constructs conditional cash flow volatility follow the method of De Veirman and Levin (2011) System generalized method of moments is applied to investigate this relationship The results show that there exists an inverse relationship between the volatility of cash flow and the using of debt in l Vietnamese listed companies during the studied period This negative impact is i i reduced when the effect of chief executive officer/ director (CEO)’s financial work experience, state ownership or foreign ownership moderate In particular, cash flow i i volatility s a positive impact on capital structure when CEOs have financial i i i i experience, whereas volatility of cash flow has negative impact on capital structure when CEOs have not financial experience In state-owned firms, high cash flow volatility increases the long-term debt to capital ratio, but decreases the total liabilities -to -assets ratio and the financial- debt- to capital In case of foreign- owned firms, the effect of cash flow volatility on all three measures of financial leverage has not be found Finally, high cash flow volatility has a decrease the using of debt at the lowest and medium level of operating cash flow while there is no statistical significace in the relationship at the highest level of operating cash flow i i i Key words: Cash flow volatility, capital structure, CEO’s financial work experience, state ownership, foreign ownership, operating cash flow 127 Lemmon, M L et al., 2008 Back to the beginning: persistence and the cross‐ l e i i i i section of corporate capital structure The journal of finance, 63, 1575-1608 i i l l l i Levine, O & Wu, Y., 2014 Asset volatility and financial policy: Evidence from i i i d l i i l corporate mergers Working Paper i i i i Malmendier, U & Tate, G., 2015 Behavioral CEOs: The role of managerial overconfidence Journal of Economic Perspectives, 29, 37-60 Memon, Z A et al., 2018 The impact of cash flow volatilit y on firm leverage and i i i i i i i i i debt maturity structure : evidence from China China finance review i i i i i i ii i i i international l Merton, R C., 1973 Theory of rational option pricing The Bell Journal of economics and management science, 141-183 Merton, R C., 1974 On the pricing of corporate debt: The risk structure of interest rates The Journal of finance, 29, 449-470 Mileva, E., 2007 Using Arellano-Bond dynamic panel GMM estimator in Stata Minton, B A & Schrand, C., 1999 The impact of cash flow volatility on discretionary investment and the costs of debt and equity financing Journal of Financial Economics, 54, 423-460 Mishkin, F S., 2007 The economics of money, banking, and financial markets Pearson education Modigliani, F & Miller, M H., 1958 The cost of capital, corporation finance and the theory of investment The American economic review, 48, 261-297 Myers, S C., 1984 The capital structure puzzle The journal of finance, 39, 574592 Myers, S C & Majluf, N S., 1984 Corporate financing and investment decisions when firms have informationthat investors not have National Bureau of Economic Research Nguyen, D T T et al., 2014 Determinants of the capital structure of listed i i i l i i i Vietnamese companies Journal of Southeast Asian Economies, 412 -431 i i l i i i 1 128 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 i i i i i i i corporate cash? Journal of Applied Corporate Finance, 19 , 74-81 i i l i i i i 1 Rajan, R G & Zingales, L., 1995 What we know about capital structure? Some i i i i i i i l l evidence from international data The journal of Finance, 50 , 1421 -1460 i i l i i l l i 1 Roodman, D., 2006 How to Do xtabond2 North American Stata Users' Group l l i i 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, i i i i i i 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 i 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 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 i i 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 i f 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 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 l l l l i l l Vietnamese listed firms Vo, X V., 2017 Determinants of capital structure in emergi ng markets: E vidence l l f l l n i r e from Vietna m Re search in International Business and Finance , 40, 105m a e h l l l l e l l 113 l Wang, K T & Shailer , G., 2011 Government control and performance criteria for l r t l d e a 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 l i choice: Evidence from China Journal of accounting and economics, 46, i i i a i i i i e i 112-134 i Welch, I., 2011 Two common problems in capital structure research : The i i i i i l i i i financial‐debt‐to‐asset ratio and issuing activity versus leverag e changes i i i i i i g i International Review of Finance, 11 , 1-17 l i f i i 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 r PHỤ LỤC Hồi quy với mẫu tổng thể Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 20 F(11, 595) = 185.11 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Kiểm tra tính vững với biến khủng hoảng lata Coef lata L1 .723837 Corrected Std Err .0608718 lncfv -.0161996 0054058 size 0174753 0031349 tang -.0249364 0146791 liq -.0046604 0031658 profit -.0383436 0879499 Dynamic panel-data estimation, two-step growth -.008614 0065882 nsdt -.2404622 1296803 Group variable: firm gdp 0003681 0033798 Timeinduslev variable : year 0511056 0318875 Numbercrisis of instruments = 20 -.0062641 0068313 F(11, 595) = -.3421221 134.13 _cons 0685521 Prob > F = t = = = = = 4895 596 8.21 11 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 6042873 8433867 -3.00 0.003 -.0268163 5.57 0.000 0113184 -1.70 0.090 -.0537655 -1.47 0.142 -.0108778 -0.44 0.663 -.2110737 system GMM -1.31 0.192 -.0215528 -1.85 0.064 -.495149 Number obs 0.11 0.913 of -.0062696 Number groups 1.60 0.110 of -.0115201 Obs per group: -0.92 0.360 -.0196804 avg -4.99 0.000 -.4767557 -.0055828 0236321 0038928 0015571 1343864 0043249 0142246 4895 0070058 596 1137313 0071523 8.21 -.2074885 11.89 = = = = max = 0.000 11 Instruments for first differences equation Standard Corrected D.(crisis size liq fdc gdp nsdt Coef Std tang Err induslev) t P>|t| [95% Conf Interval] GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).(L.lata lncfv profit growth) collapsed fdc Instruments equation L1.for levels 7027448 06941 10.12 0.000 5664264 8390632 Standard crisis gdp nsdt size liq tang induslev lncfv -.0217918 011852 -1.84 0.066 -.0450687 0014851 _cons size 0230568 005239 4.40 0.000 0127677 033346 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) tang 0630264 0192685 3.27 0.001 0251839 1008689 DL.(L.lata lncfv profit growth) collapsed liq -.0021391 0013674 -1.56 0.118 -.0048246 0005464 profit -.2323171 186175 -1.25 0.213 -.5979572 1333231 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -6.13 Pr > z = 0.000 growth 0052845 0077517 0.68 0.496 -.0099395 0205085 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.26 Pr > z = 0.794 nsdt -.1671591 2428468 -0.69 0.492 -.6441004 3097821 gdpof overid -.0011288 0050427 chi2(8) -0.22 0.823 Sargan test restrictions: = 23.33 -.0110323 Prob > chi2 0087748 = 0.003 induslev 0101055 0424872 0.24 0.812 -.0733376 0935486 (Not robust, but not weakened by many instruments.) -.0108988 0111913 chi2(8) -0.97 0.331 Hansen crisis test of overid restrictions: = 9.70 -.032878 Prob > chi2 0110804 = 0.287 _cons -.5366904 1308096 -4.10 0.000 -.7935951 -.2797857 (Robust, but weakened by many instruments.) Instruments for firsttests differences equation Difference-in-Hansen of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Standard Hansen test excluding group: chi2(4) = 6.17 Prob > chi2 = 0.187 D.(crisis gdp nsdt size liq tang induslev) Difference (null H = exogenous): chi2(4)for each = 3.53 > chi2 = 0.474 GMM-type (missing=0, separate instruments periodProb unless collapsed) iv(crisis gdp nsdt size liq tang induslev) L(4/5).(L.fdc lncfv profit growth) collapsed Hansen test group: chi2(1) = 0.82 Prob > chi2 = 0.365 Instruments for excluding levels equation Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 8.88 Prob > chi2 = 0.262 Standard crisis gdp nsdt size liq tang induslev _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 = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 11.86 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 13.24 weakened by many instruments.) -7.96 0.32 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.751 Prob > chi2 = 0.158 Prob > chi2 = 0.104 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) = 11.05 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 2.19 Prob > iv(crisis gdp nsdt size liq tang induslev) Hansen test excluding group: chi2(1) = 4.61 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 8.63 Prob > chi2 = chi2 = 0.026 0.702 chi2 = chi2 = 0.032 0.280 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 Number F( 9, Prob > within of obs of groups 11) F R-squared Sử dụng phương pháp hồi quy khác lata Coef Drisc/Kraay Std Err t lncfv -.0095264 0019828 -4.80 size 097894 0041603 23.53 tang 0619651 0080422 7.71 liq -.0053863 0026939 -2.00 profit -.283042 0581298 -4.87 growth 0068344 0034499 1.98 Regression with Driscoll-Kraay standard errors nsdt -.1460203 1053218 -1.39 Method: Fixed-effects regression gdp -.0329275 0073484 -4.48 Group variable (i): firm induslev 1525912 0362426 4.21 maximum lag: _cons -2.006838 1003157 -20.01 ltdc Coef Drisc/Kraay Std Err t lncfv -.0096109 0017711 -5.43 size 0735378 0033691 21.83 tang 3231889 022396 14.43 liq 0003736 0003364 1.11 profit -.1808745 0465016 -3.89 Regression with Driscoll-Kraay standard errors growth 0007615 002781 0.27 Method: nsdt Fixed-effects regression -.3953155 0814277 -4.85 Group variable (i): firm gdp -.0202061 0107796 -1.87 induslev 2090307 0471857 4.43 maximum lag: _cons -1.896787 083806 -22.63 fdc Coef lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev _cons -.0074159 1207543 2111829 -.0028619 -.3323356 0031405 -.2017259 -.0306019 1461886 -2.8383 Drisc/Kraay Std Err .0020623 0047356 0131095 0014197 0519633 0037896 0974264 0076637 0371294 1291765 t -3.60 25.50 16.11 -2.02 -6.40 0.83 -2.07 -3.99 3.94 -21.97 P>|t| 0.001 0.000 0.000 0.071 0.000 0.073 Number 0.193 Number 0.001 F( 9, 0.001 Prob > 0.000 within P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.290 0.003 Number 0.789 Number 0.001 F( 9, 0.088 0.001 Prob > 0.000 within P>|t| 0.004 0.000 0.000 0.069 0.000 0.425 0.063 0.002 0.002 0.000 = = = = = 5497 602 2811.78 0.0000 0.2299 [95% Conf Interval] -.0138906 0887373 0442644 -.0113156 -.4109847 -.0007589 of obs -.3778321 of groups -.0491012 11) F 0728219 -2.227632 R-squared = = = = = -.0051623 1070507 0796659 000543 -.1550992 0144277 5497 0857914 602 -.0167537 1821.22 2323606 0.0000 -1.786045 0.1951 [95% Conf Interval] -.0135091 0661225 2738955 -.0003668 -.2832238 of obs -.0053595 of groups -.5745366 11) -.0439318 F 1051758 -2.081243 R-squared = = = = = -.0057128 0809532 3724822 0011141 -.0785251 5497 0068825 602 -.2160944 3003.73 0035196 3128857 0.0000 -1.712332 0.2158 [95% Conf Interval] -.0119549 1103312 1823291 -.0059866 -.4467061 -.0052004 -.41616 -.0474696 0644674 -3.122616 -.0028769 1311774 2400366 0002628 -.2179651 0114814 0127081 -.0137341 2279098 -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 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Hồi quy với biến tương tác Corrected Std Err lata Coef lata L1 .7631393 06096 lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev -.0192487 0150802 -.0137287 -.0034624 -.2981741 0049179 0588175 0032946 0191451 c.lncfv#c.ceo _cons t = = = = = 4829 591 8.17 11 P>|t| [95% Conf Interval] 12.52 0.000 6434144 8828643 0049288 0033154 0153031 002316 0388307 0019595 0979186 0029285 0315353 -3.91 4.55 -0.90 -1.49 -7.68 2.51 0.60 1.13 0.61 0.000 0.000 0.370 0.135 0.000 0.012 0.548 0.261 0.544 -.0289288 0085687 -.0437838 -.0080111 -.3744373 0010696 -.1334939 -.0024568 -.04279 -.0095686 0215916 0163265 0010862 -.2219109 0087663 2511289 0090461 0810802 0176234 0078285 2.25 0.025 0022483 0329986 -.3042164 0721843 -4.21 0.000 -.4459859 -.1624469 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( Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -6.20 Pr > z = 0.000 > nsdt size gdp liq tang induslev) twostep small robust Arellano-Bond AR(2) first differences: = mata: 0.06 mata Pr > z =matafavor 0.952 Favoring space test over for speed Toin switch, type or clickz on set speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Sargan of overid inverse restrictions: chi2(120) = 159.39 Prob > chi2for = two-step 0.009 Using test a generalized to calculate optimal weighting matrix estimation (Not robust, but not weakened by many instruments.) Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Hansen test of overid restrictions: chi2(120) = 126.59 Prob > chi2 = 0.323 (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 = 0.000 max = Hansen 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 0.178 0.814 8.17 = = 11 0.446 0.104 Interval] fdc L1 .7367362 054919 13.41 0.000 6288757 8445968 lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev -.0130312 023047 0671112 -.0020703 -.3102487 0021132 -.0295297 -.0054655 0043079 0052087 004879 0196308 0018969 0446277 0019157 1022323 0033013 0336867 -2.50 4.72 3.42 -1.09 -6.95 1.10 -0.29 -1.66 0.13 0.013 0.000 0.001 0.276 0.000 0.270 0.773 0.098 0.898 -.0232611 0134647 0285564 -.0057957 -.3978972 -.0016492 -.2303131 -.0119493 -.0618525 -.0028013 0326294 105666 0016552 -.2226002 0058755 1712537 0010182 0704684 c.lncfv#c.ceo 0275381 0127715 2.16 0.031 0024549 0526212 _cons -.4989751 1175452 -4.24 0.000 -.7298331 -.2681171 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 Time variable : year Number of instruments = 118 F(11, 595) = 307.69 Prob > F = 0.000 ltdc Coef ltdc L1 .7872195 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err .0376427 lncfv -.0150189 0035889 size 0086842 0018477 tang 0881392 0209641 liq -.0001232 000122 profit -.0545008 0410117 growth 0006813 0015398 nsdt -.1284278 1314474 gdp 0034501 0020008 Dynamic panel-data estimation, two-step induslev 0325153 0187578 Group variable: firm c.lncfv#c.so 0146042 0040686 Time variable : year Number of instruments = 118 F(11, 595) 307.90 _cons = -.2712007 0548237 Prob > F = 0.000 t = = = = = 4895 596 8.21 11 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 7132908 8611481 -4.18 0.000 4.70 0.000 4.20 0.000 -1.01 0.313 -1.33 0.184 0.44 0.658 -0.98 0.329 1.72 0.085 system GMM 1.73 0.084 -.0220673 0050554 0469666 -.0003629 -.1350462 -.0023428 -.3865851 -.0004793 -.0043242 -.0079704 0123129 1293118 0001165 0260445 0037054 1297296 0073796 0693548 20.91 Number of obs 3.59 -4.95 = 4895 = 0225947 596 Obs per group: = avg =-.1635292 8.21 0.000 -.3788722 max = 11 0.000 Number of 0066137 groups Instruments for first differences equation Corrected Standard ltdc size gdpCoef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] D.(nsdt liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) ltdc L(2/3).(L.ltdc lncfv profit growth) L1 .7864015 036053 21.81 0.000 715595 8572081 Instruments for levels equation Standard lncfv -.0163068 0037274 -4.37 0.000 -.0236273 -.0089862 nsdtsize size gdp.0093115 liq tang induslev 00182 5.12 0.000 0057371 0128859 _cons tang 0866642 0198919 4.36 0.000 0475973 1257311 GMM-type separate instruments for each unless collapsed) liq(missing=0, -.0000975 0001037 -0.94 0.347period -.0003012 0001061 DL.(L.ltdc lncfv profit 0397262 growth) profit -.0521773 -1.31 0.190 -.1301978 0258433 growth 0006567 0013887 0.47 0.636 Arellano-Bond test for AR(1).1296036 in first differences: z = nsdt -.1548257 -1.19 0.233 gdp 0036211 1.87 0.062 Arellano-Bond test for AR(2).0019353 in first differences: z = induslev Sargan test of c.lncfv#c.fo (Not robust, Hansen test of _cons (Robust, but 0305528 0183569 1.66 -.0020707 0033841 -6.31 Pr > z = 0997105 0.000 -.409362 -.0001798 -0.31 Pr > z = 007422 0.758 0.097 overid restrictions: chi2(106) = 162.28 0135068 0037593 3.59 0.000 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(106) = 110.22 -.285898 054297 -5.27 0.000 weakened by many instruments.) -.0054994 066605 Prob > chi2 = 0061236 02089 Prob > chi2 = -.3925351 0.000 0.370 -.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 = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(106) = 160.96 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(106) = 113.63 weakened by many instruments.) -6.32 -0.52 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.606 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.289 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(67) = 92.01 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(39) = 21.62 Prob > iv(nsdt size gdp liq tang induslev) Hansen test excluding group: chi2(100) = 105.73 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 7.90 Prob > chi2 = chi2 = 0.023 0.989 chi2 = chi2 = 0.328 0.245 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 118 F(11, 595) = 304.96 Prob > F = 0.000 fdc Coef fdc L1 .8603735 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err .0362628 lncfv -.0160938 004574 size 0120325 0030425 tang 022509 0160501 liq -.0014523 0015109 profit 0141444 0710902 growth -.0078638 0046853 nsdt -.3956901 127942 Dynamic panel-data estimation, two-step gdp 0005922 0030251 induslev -.0022013 0290951 Group variable: firm Time variable : year c.lncfv#c.fo 0158955 0043921 Number of instruments = 291 F(11, 595) = -.2697622 267.12 _cons 0760224 Prob > F = 0.000 t = = = = = 4895 596 8.21 11 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 7891548 9315922 -3.52 0.000 -.0250771 3.95 0.000 0060572 1.40 0.161 -.0090126 -0.96 0.337 -.0044196 0.20 0.842 -.1254739 -1.68 0.094 -.0170655 -3.09 0.002 -.646963 system GMM 0.20 0.845 -.005349 -0.08 0.940 -.0593429 Number of obs Number of groups 3.62 0.000 0072696 Obs per group: avg -3.55 0.000 -.419067 max -.0071106 0180079 0540307 0015151 1537627 0013379 -.1444171 0065334 0549403 4895 596 0245213 8.21 -.1204574 11 23.73 = = = = = Instruments for first differences equation Corrected Standard latasize gdp Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] D.(nsdt liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) lata L(2/3).(L.fdc lncfv profit growth) L1.for levels 7935451 0412272 19.25 0.000 7125765 8745136 Instruments equation Standard lncfv -.0155881 0033548 -4.65 0.000 -.0221768 -.0089993 nsdt size gdp liq tang induslev size 0149472 0026498 5.64 0.000 0097431 0201512 _cons tang -.0294028 0128669 -2.29 -.0546728 -.0041327 GMM-type (missing=0, separate instruments for 0.023 each period unless collapsed) liq -.0043067 0020396 -2.11 0.035 -.0083124 -.000301 DL.(L.fdc lncfv profit growth) profit -.1761476 0632724 -2.78 0.006 -.300412 -.0518831 growth 0003367 002155 0.16 0.876 -.0038957 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -9.05 Pr > z 0045691 = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) 1110712 in first differences: z = 0.09 Pr > z 1504395 = 0.930 nsdt -.0676998 -0.61 0.542 -.2858391 gdp Sargan test of induslev (Not robust, Hansen test of c.lncfv#c.fo (Robust, but _cons 0001381 0024096 0.06 0.954 -.0045943 overid restrictions: = 163.02 -.0321899 Prob > chi2 0209517 0270584 chi2(106) 0.77 0.439 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: = 123.83 Prob > chi2 0056837 0028388 chi2(106) 2.00 0.046 0001084 weakened by many instruments.) -.2874579 0594321 -4.84 0.000 -.40418 0048704 = 0.000 0740933 =.011259 0.114 -.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 = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(279) = 440.33 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(279) = 308.35 weakened by many instruments.) -6.42 0.00 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.999 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.109 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 Time variable : year Number of instruments = 19 F(10, 312) = 52.53 Prob > F = 0.000 fdc Coef fdc L1 .8726768 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err 735 313 2.35 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 6352099 1.110144 lncfv 0109483 0202056 0.54 0.588 -.0288082 size 0016924 0096339 0.18 0.861 -.0172633 tang -.0405032 0441413 -0.92 0.360 -.1273556 liq -.0105409 0061391 -1.72 0.087 -.0226201 Dynamic panel-data-.04295 estimation, two-step system GMM profit 5820736 -0.07 0.941 -1.188236 growth 0100506 009471 1.06 0.289 -.0085845 Group variable: firm Number of -1.053015 obs nsdt -.1031505 4827535 -0.21 0.831 Time variable : -.0182301 year Number of -.0398062 groups gdp 0109657 -1.66 0.097 induslev -.0950534 0665685 -1.43 0.154 -.2260333 Number of instruments = 39 Obs per group: _cons 2358499 2274235 1.04 0.301 -.2116278 F(10, 312) = 48.78 avg 0507048 0206481 0463491 0015384 1.102336 0286857 735 8467136 313 003346 0359264 6833276 2.35 Prob > F = 1206888 t = = = = = 7.23 = = = = max = 0.000 Instruments for first differences equation Standard Corrected D.(gdp nsdt size growth tang induslev) ltdc Coef Std Err t GMM-type (missing=0, separate instruments for L(3/4).(L.fdc lncfv profit liq) collapsed ltdc Instruments for levels equation L1 .5856062 1676871 3.49 Standard gdp nsdt size growth tang induslev lncfv -.0192233 0112622 -1.71 _cons size 0191394 0096235 1.99 GMM-type (missing=0, separate instruments for tang 2288163 2.51 DL2.(L.fdc lncfv profit 0911896 liq) collapsed P>|t| [95% Conf Interval] 0.001 2556656 each period unless collapsed) 9155469 0.089 -.0413828 0029362 0.048 0002042 0380747 each period unless collapsed) 0.013 0493919 4082407 liq -.0003569 0006217 -0.57 0.566 -.0015803 0008664 profit -.0827229 -0.30 0.764 -.6251629 Arellano-Bond test for AR(1).2756866 in first differences: z = -3.22 Pr > z 4597171 = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2).0175132 in first differences: z = -1.22 Pr > z 0140508 = 0.222 growth -.020408 -1.17 0.245 -.0548669 nsdt -.2686736 3604411 -0.75 0.457 -.9778762 440529 Sargan test restrictions: = 21.14 -.0134178 Prob > chi2 0176225 = 0.007 gdpof overid .0021024 0078879 chi2(8) 0.27 0.790 (Not robust, but not weakened by many instruments.) induslev 1410961 104891 1.35 0.180 -.065287 3474792 Hansen test restrictions: = 8.65 -1.174993 Prob > chi2 0154309 = 0.372 _consof overid -.5797813 3025072 chi2(8) -1.92 0.056 (Robust, but weakened by many instruments.) Instruments for first differences equation Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: Standard GMM instruments for levels D.(gdp nsdt size liq tang induslev) Hansen test excluding group: chi2(4) = 6.05 Prob > chi2 = 0.196 GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 2.61 Prob > chi2 = 0.626 L(2/8).(L.ltdc lncfv profit growth) collapsed iv(gdp nsdt size growth tang induslev) Instruments for levels equation Hansen test excluding group: chi2(2) = 0.57 Prob > chi2 = 0.754 Standard Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 8.09 Prob > chi2 = 0.232 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) = 36.84 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(28) = 21.83 weakened by many instruments.) -1.87 -1.21 Pr > z = Pr > z = 0.062 0.226 Prob > chi2 = 0.122 Prob > chi2 = 0.789 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 27 F(10, 293) = 168.98 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max DTHĐ trung bình Corrected Std Err ltdc Coef ltdc L1 .9002368 171869 lncfv size tang liq profit growth nsdt gdp induslev _cons -.0317135 0033922 0240334 -.0013132 -.7515055 -.00232 5004326 0172655 -.0505011 -.1532751 0102868 0086815 0724666 0026089 5680059 0133687 6116229 0091551 0722657 2408975 t = = = = = 693 294 2.36 P>|t| [95% Conf Interval] 5.24 0.000 5619826 1.238491 -3.08 0.39 0.33 -0.50 -1.32 -0.17 0.82 1.89 -0.70 -0.64 0.002 0.696 0.740 0.615 0.187 0.862 0.414 0.060 0.485 0.525 -.0519589 -.0136937 -.1185876 -.0064478 -1.869394 -.0286308 -.7032984 -.0007526 -.1927268 -.6273838 -.0114681 0204782 1666543 0038214 3663831 0239908 1.704164 0352835 0917245 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 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Group variable: firm Time variable : year -2.08 0.58 Pr > z = Pr > z = Number of obs = Number of groups = > chi2 = = avg = = > chi2 max = Sargan test of overid restrictions: chi2(16) = 8.21 Prob Number of instruments = 27 Obs per group: (Not robust, but not weakened by many instruments.) F(10, 293) 29.20 Hansen test of =overid restrictions: chi2(16) = 10.95 Prob Prob > F = 0.000 Corrected Std Err lata Coef 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 1.096571 0377984 1.212878 0153507 0785621 2248615 t 0.037 0.562 693 294 2.36 0.813 0.942 P>|t| [95% Conf Interval] 4.97 0.000 5166149 1.194687 -2.18 0.54 -0.69 -0.27 0.86 0.70 -0.71 0.50 0.66 -0.94 0.030 0.586 0.493 0.787 0.389 0.486 0.480 0.615 0.507 0.350 -.0762904 -.0090291 -.1318766 -.0247953 -1.2114 -.0480295 -3.244709 -.0224827 -.1023832 -.6528617 -.0038789 0159365 0637232 0187991 3.104907 1007522 1.529404 0379405 206852 232235 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 0.44 Pr > z = Pr > z = 0.012 0.660 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 49 F(10, 273) = 42.11 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max • DTHĐ lớn lata Coef lata L1 .5955728 Corrected Std Err .1413864 lncfv 0017969 0052474 size 0065392 0045049 tang -.002772 0299012 liq -.0144068 0055205 profit -.2419486 1084468 Dynamic panel-data estimation, two-step growth 0104804 0071211 Group variable: firm nsdt 2468409 2165633 Time variable gdp : year -.005931 0056417 Number of instruments = 17 induslev 069525 0494057 F(10, 273) 87.04 _cons = 0348524 102362 Prob > F = 0.000 t = = = = = 822 274 3.00 11 P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 3172266 873919 0.34 0.732 -.0085335 1.45 0.148 -.0023296 -0.09 0.926 -.0616383 -2.61 0.010 -.0252751 -2.23 GMM 0.026 -.455447 system 1.47 0.142 -.0035388 Number obs 1.14 0.255 of -.1795053 Number groups -1.05 0.294 of -.0170377 Obs per group: 1.41 0.160 -.0277396 avg 0.34 0.734 -.1666668 0121274 015408 0560943 -.0035386 -.0284502 0244997 822 6731872 274 0051758 1667896 3.00 2363716 4.21 = = = = max = 11 Instruments for first differences equation Corrected Standard fdc Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] D.(gdp nsdt size liq tang induslev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) fdc L(2/11).(L.lata lncfv profit growth) 6.09 collapsed L1 .7259765 1191809 0.000 4913461 9606068 Instruments for levels equation Standard lncfv 0049627 0114635 0.43 0.665 -.0176054 0275307 0047407 3.30 0.001 0063223 0249884 gdp size nsdt size.0156554 liq tang induslev tang 0545719 031651 1.72 0.086 -.0077392 116883 _cons liq -.002097 0021004 -1.00 -.006232 0020381 GMM-type (missing=0, separate instruments for 0.319 each period unless collapsed) profit -.0853379 084495 collapsed -1.01 0.313 -.2516825 0810066 DL.(L.lata lncfv profit growth) growth nsdt -.0115701 -.0322822 0091413 1742538 -1.27 -0.19 0.207 0.853 induslev _cons 0413414 -.3291994 0453639 11827 0.91 -2.78 0.363 0.006 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = gdp -.0071554 0061672 -1.16 0.247 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(38) = -.0295665 -.3753343 0064263 3107699 -.0479661 -.5620366 130649 -.0963622 -3.93 Pr > z = 0.000 -.0192966 0049859 0.85 Pr > z = 0.396 36.73 Prob > chi2 = 0.528 (Not robust, notdifferences weakened byequation many instruments.) Instruments for but first Hansen test of overid restrictions: chi2(38) = 37.12 Prob > chi2 = 0.510 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 (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 5.19 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 4.94 weakened by many instruments.) -2.84 1.41 Pr > z = Pr > z = 0.004 0.159 Prob > chi2 = 0.519 Prob > chi2 = 0.552