(Luận văn) vai trò của ràng buộc tài chính đối với độ nhạy cảm tiền mặt của dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính đang hoạt động tại việt nam

t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH w n lo ad y th ju HUỲNH THỊ VÂN NHI yi pl n ua al va n VAI TRỊ CỦA RÀNG BUỘC TÀI CHÍNH ĐỐI ll fu oi m VỚI ĐỘ NHẠY CẢM TIỀN MẶT CỦA DÒNG nh at TIỀN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP PHI TÀI z z CHÍNH ĐANG HOẠT ĐỘNG TẠI VIỆT NAM k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – 2018 th t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH w n lo ad HUỲNH THỊ VÂN NHI ju y th yi pl n ua al VAI TRỊ CỦA RÀNG BUỘC TÀI CHÍNH ĐỐI n va VỚI ĐỘ NHẠY CẢM TIỀN MẶT CỦA DÒNG fu ll TIỀN CỦA CÁC DOANH NGHIỆP PHI TÀI m oi CHÍNH ĐANG HOẠT ĐỘNG TẠI VIỆT NAM at nh z Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng z k jm ht vb Mã số: 8340201 om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va PGS.TS TRẦN THỊ HẢI LÝ y te re th TP Hồ Chí Minh – 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ với đề tài “Vai trò ràng buộc tài độ nhạy cảm tiền mặt dòng tiền doanh nghiệp phi tài t to ng hoạt động Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập hi riêng theo hướng dẫn PGS.TS Trần Thị Hải Lý Các số liệu, kết nêu ep Luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể chưa công bố w cơng trình khác n lo ad Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội dung tính trung thực Luận ju y th văn yi Tp Hồ Chí Minh, ngày tháng năm pl n ua al n va Huỳnh Thị Vân Nhi ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w n DANH MỤC BẢNG BIỂU lo ad TÓM TẮT ju y th CHƯƠNG 1.GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu .3 1.5 Nội dung đề tài 1.6 Ý nghĩa đề tài yi 1.1 pl n ua al n va ll fu oi m nh at CHƯƠNG 2.CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM z Lý thuyết nắm giữ tiền mặt z 2.1 vb Lý thuyết đánh đổi tĩnh 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng 10 2.1.3 Lý thuyết đại diện 11 k jm l.c gm Động nắm giữ tiền mặt 12 om 2.2 ht 2.1.1 Động giao dịch 12 2.2.2 Động phòng ngừa .13 2.2.3 Động đại diện 14 n a Lu 2.2.1 16 y tiền te re Vai trò ràng buộc tài đến độ nhạy cảm tiền mặt dòng n va 2.3 t to ng hi 2.3.1 Ràng buộc tài 16 2.3.2 Độ nhạy cảm tiền mặt dòng tiền 18 2.3.3 Ảnh hưởng ràng buộc tài đến độ nhạy cảm tiền mặt đối ep với dòng tiền .18 w CHƯƠNG 3.PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .22 n lo Dữ liệu nghiên cứu 22 3.2 Đo lường biến kỳ vọng dấu 24 ad 3.1 ju y th 3.2.1 3.2.2 Dịng tiền cơng ty 24 3.2.3 Quy mô công ty 25 3.2.4 Cơ hội tăng trưởng 26 3.2.5 Vốn luân chuyển ròng 27 3.2.6 Chi tiêu vốn 27 3.2.7 Đòn bẩy 28 3.2.8 Kỳ hạn khoản nợ 29 yi Nhu cầu nắm giữ tiền mặt .24 pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z vb Mơ hình nghiên cứu .30 3.4 Phương pháp hồi quy 32 ht 3.3 k jm gm Mô hình OLS gộp 32 3.4.2 Mơ hình ảnh hưởng cố định 33 3.4.3 Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên 33 3.4.4 Các kiểm định cần thiết 35 3.4.5 Phương pháp hồi quy FGLS 36 om l.c 3.4.1 n a Lu y Thống kê mô tả 39 te re 4.1 n va CHƯƠNG 4.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 t to 4.2 Ma trận tương quan .41 4.3 Kết hồi quy 46 ng hi ep 4.3.1 Kết lựa chọn mơ hình phù hợp .46 4.3.2 Kết nghiên cứu .48 w 4.4 n Kết kiểm định tính vững .50 lo ad 4.4.1 Kết mơ hình mở rộng .50 y th 4.4.2 Kết thay biến tính niêm yết 54 ju yi CHƯƠNG 5.KẾT LUẬN 61 pl Kết luận 61 5.2 Khuyến nghị 63 5.3 Hạn chế đề tài 64 5.4 Hướng nghiên cứu 65 n ua al 5.1 n va ll oi m at nh PHỤ LỤC fu TÀI LIỆU THAM KHẢO z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG BIỂU t to ng Bảng 3.1 Thống kê mẫu nghiên cứu theo năm 23 hi ep Bảng 3.2 Mô tả biến số 31 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 39 w Bảng 4.2 Ma trận tương quan doanh nghiệp niêm yết 44 n lo Bảng 4.3 Ma trận tương quan doanh nghiệp phi niêm yết 45 ad y th Bảng 4.4 Kết kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh ju nghiệp niêm yết 46 yi Bảng 4.5 Kết kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh pl ua al nghiệp phi niêm yết 47 n Bảng 4.6 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt va doanh nghiệp niêm yết phi niêm yết 49 n ll fu Bảng 4.7 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt oi m doanh nghiệp niêm yết phi niêm yết theo phương pháp ước lượng GMM nh .52 at Bảng 4.8 Kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp z z quy mô nhỏ quy mô lớn 55 vb ht Bảng 4.9 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt jm doanh nghiệp có quy mơ lớn quy mô nhỏ 56 k gm Bảng 4.10 Kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp l.c tăng trưởng cao tăng trưởng thấp 58 om Bảng 4.11 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt n a Lu doanh nghiệp có tăng trưởng cao tăng trưởng thấp .59 n va y te re TĨM TẮT t to ng Luận văn phân tích ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt hi ep doanh nghiệp Việt Nam phân tích vai trị vấn đề ràng buộc tài đến mối quan hệ hai biến số giai đoạn 2010 – 2016 Bằng cách thu w thập số liệu 333 doanh nghiệp phi tài hoạt động nhiều ngành nghề n lo kinh doanh Việt Nam, có 72 doanh nghiệp phi niêm yết 261 doanh ad y th nghiệp niêm yết hai sàn giao dịch chứng khoán HOSE HNX, luận văn áp dụng ju phương pháp nghiên cứu tương tự với phương pháp tiếp cận Lopez – Gracia yi Sogorb – Mira (2015) dùng nghiên cứu tác giả để giải mục pl ua al tiêu nghiên cứu đặt Kết mà luận văn tìm thấy cho dịng tiền cơng n ty gia tăng làm gia tăng nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Đồng n va thời, luận văn tìm thấy chứng cho thấy doanh nghiệp đối mặt với ll fu ràng buộc tài nắm giữ tiền mặt nhiều so với doanh nghiệp oi m không đối mặt với ràng buộc tài dịng tiền gia tăng Phát thực nghiệm nh không đổi sau luận văn thay đổi phương pháp ước lượng từ FLGS sang at GMM thay tiêu chí ràng buộc tài tính niêm yết quy mơ tốc z z độ tăng trưởng công ty Kết cho thấy chứng thực nghiệm mà vb ht luận văn tìm vững Ngồi ra, biến thể đặc điểm doanh jm nghiệp có ảnh hưởng đáng kể đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh k om l.c niêm yết doanh nghiệp niêm yết gm nghiệp mẫu nghiên cứu, nhiên có khác biệt doanh nghiệp phi Từ khóa: Dịng tiền, Tiền mặt, Ràng buộc tài chính, Niêm yết, FGLS, GMM n a Lu n va y te re t to CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI ng hi ep 1.1 Lý chọn đề tài w n Trong giới tài khơng có tồn vấn đề bất cân xứng thông tin, lo ad thuế, chi phí đại diện/chi phí giao dịch…, cơng ty không cần thiết phải nắm y th giữ tiền mặt khơng có tồn lợi ích chi phí việc nắm giữ tiền mặt Nếu ju nguồn tiền mặt nội công ty không đủ, công ty tiếp cận với nguồn yi pl tài trợ bên ngồi khác với chi phí thấp Do đó, hành vi nắm giữ tiền mặt ua al công ty không tác động đến giá trị công ty (Stiglit, 1974) tài sản n cổ đông (Opler cộng sự, 2001) Tuy nhiên, thị trường thực tế lại va n khơng hồn hảo, việc tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi cơng ty ll fu trở nên tốn so với nguồn tài trợ nội (Greenwald cộng sự, 1984; oi m Myers Majluf, 1984) Vì thế, thị trường khơng hồn hảo, hành vi nắm giữ z tài cơng ty tương lai at nh tiền mặt trở nên quan trọng có ảnh hưởng đáng kể đến định z vb ht Keynes (1936) bắt đầu tổng quan nghiên cứu trước có liên quan k jm đến việc nắm giữ tiền mặt, đưa hai lợi ích việc nắm giữ tiền mặt: (1) gm giảm chi phí giao dịch, nắm giữ tiền mặt, doanh nghiệp tốn l.c khoản phải trả công ty mà không cần phải bán tài sản khoản khác, om khơng phát sinh chi phí giao dịch, (2) tiền mặt đệm (buffer) có a Lu vai trò giải cú sốc bất ngờ xảy tương lai Đồng thời, tồn n hai lý thuyết hỗ trợ cho định nắm giữ tiền mặt công ty bao gồm chi phí biên lợi ích biên việc nắm giữ tiền mặt Ngược với quan điểm y công ty xác định mức nắm giữ tiền mặt mục tiêu cách đánh đổi te re theory) Đầu tiên, lý thuyết đánh đổi phát triển Miller Orr (1966) cho n va lý thuyết đánh đổi (trade – off theory) lý thuyết trật tự phân hạng (pecking order lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng cho không tồn mức tiền mặt t to tối ưu nợ tối ưu công ty (Myers Majluf, 1984) Do đó, tồn ng vấn đề bất cân xứng thông tin, công ty ưa thích tài trợ dự án họ hi ep với tiền mặt tạo từ nguồn vốn nội bộ, sau tiếp cận với khoản vay nợ cuối vốn chủ sở hữu w n lo Hơn nữa, qua gần hai thập kỷ, nhiều nhà nghiên cứu tiến hành xem xét ad yếu tố định nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp, số nghiên y th ju cứu phân tích góc độ vai trị cấu trúc sở hữu, cấu trúc hội đồng quản trị yi doanh nghiệp (Dittmar cộng sự, 2003; Faulkender Wang, 2006; Harford, pl al 1999; Harford cộng sự, 2008; Kim cộng sự, 1998; Martinez – Sola n ua cộng sự, 2013; Uyar Kuzey, 2014) Ngược lại với nghiên cứu, luận văn n va thấy ràng buộc tài có vai trị quan trọng định đầu tư ll fu doanh nghiệp (Carpenter cộng sự, 1988; Kashyap cộng sự, 1994; oi m Calomiris cộng sự, 1995; Alti, 2003) Cho nên ràng buộc tài nh ảnh hưởng động tiết kiệm tiền mặt từ dịng tiền cơng ty thu từ at hoạt động doanh nghiệp (Lopez – Gracia Sogrob – Mira , 2015) Có thể thấy z ràng buộc tài ảnh hưởng đáng kể đến mối quan hệ dòng z vb tiền nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Tuy nhiên, nghiên cứu ht jm gần giới lẫn nước chưa thật có nhiều quan tâm đến chủ k đề Do đó, cần thiết phải có nghiên cứu Việt Nam để phân tích vai trị ràng gm l.c buộc tài đến mối quan hệ dòng tiền nhu cầu nắm giữ tiền mặt Đó om lý tơi lựa chọn đề tài “Vai trị ràng buộc tài độ nhạy cảm n Mục tiêu nghiên cứu va 1.2 n Việt Nam” a Lu tiền mặt dịng tiền doanh nghiệp phi tài hoạt động y te re Mục tiêu nghiên cứu bao gồm hai mục tiêu: Ferreira, M A., & Vilela, A S (2004) Why firms hold cash? Evidence t to from EMU countries European Financial Management, 10(2), 295-319 ng hi García‐Teruel, P J., & Martínez‐Solano, P (2008) On the determinants of ep SME cash holdings: Evidence from Spain Journal of Business Finance & w Accounting, 35(1‐2), 127-149 n lo ad Greenwald, B C., Stiglitz, J E., & Weiss, A (1984) Informational y th imperfections in the capital market and macro-economic fluctuations ju yi pl Grinblatt, & Titman (2004) Financial markets and corporate strategy n ua al McGraw Hill n va Guariglia, A., & Yang, J (2016) A balancing act: managing financial ll fu constraints and agency costs to minimize investment inefficiency in the Chinese oi m market Journal of Corporate Finance, 36, 111-130 nh Han, S., & Qiu, J (2007) Corporate precautionary cash holdings Journal of at z Corporate Finance, 13(1), 43-57 z vb ht Harford, J (1999) Corporate cash reserves and acquisitions The Journal of k jm Finance, 54(6), 1969-1997 gm takeovers The American economic review, 76(2), 323-329 om l.c Jensen, M C (1986) Agency costs of free cash flow, corporate finance, and a Lu Jensen, M C., & Meckling, W H (1976) Theory of the firm: Managerial n behavior, agency costs and ownership structure Journal of financial economics, 3(4), n va 305-360 y te re Kalcheva, I., & Lins, K V (2007) International evidence on cash holdings t to and expected managerial agency problems The Review of Financial Studies, 20(4), ng 1087-1112 hi ep Kashyap, A K., Lamont, O A., & Stein, J C (1994) Credit conditions and w the cyclical behavior of inventories The Quarterly Journal of Economics, 109(3), n lo 565-592 ad y th Keynes, J M (1973) 1936 The General Theory of Employment, Interest and ju yi Money, pl ua al Kim, C S., Mauer, D C., & Sherman, A E (1998) The determinants of n corporate liquidity: Theory and evidence Journal of financial and quantitative n va analysis, 33(3), 335-359 ll fu oi m Kim, C S., Mauer, D C., & Sherman, A E (1998) The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence Journal of financial and quantitative at nh analysis, 33(3), 335-359 z z vb Kusnadi, Y., Yang, Z., & Zhou, Y (2015) Institutional development, state ht ownership, and corporate cash holdings: Evidence from China Journal of Business k jm Research, 68(2), 351-359 gm l.c Leftwich, R W., Watts, R L., & Zimmerman, J L (1981) Voluntary n a Lu 50-77 om corporate disclosure: The case of interim reporting Journal of accounting research, 930 y te re to cash flow under financial constraints International Business Review, 23(5), 920- n va López-Gracia, J., & Sogorb-Mira, F (2014) Sensitivity of external resources López-Gracia, J., & Sogorb-Mira, F (2015) Financial constraints and cash– t to cash flow sensitivity Applied Economics, 47(10), 1037-1049 ng hi Martínez-Sola, C., García-Teruel, P J., & Martínez-Solano, P (2013) ep Corporate cash holding and firm value Applied Economics, 45(2), 161-170 w n Megginson, W L., Ullah, B., & Wei, Z (2014) State ownership, soft-budget lo ad constraints, and cash holdings: Evidence from China’s privatized firms Journal of y th Banking & Finance, 48, 276-291 ju yi pl Mikkelson, W H., & Partch, M M (2003) Do persistent large cash reserves ua al hinder performance? Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38(2), 275- n 294 n va ll fu Miller, M H., & Orr, D (1966) A Model of the Demand for Money by oi m Firms The Quarterly journal of economics, 80(3), 413-435 at nh Morck, R K., Stangeland, D A., & Yeung, B (1998) Inherited wealth, z corporate control and economic growth: The Canadian disease (No w6814) z ht vb National Bureau of Economic Research jm Mulligan, C B (1997) Scale economies, the value of time, and the demand k om l.c 1061-1079 gm for money: Longitudinal evidence from firms Journal of Political Economy, 105(5), Myers, S C (1984) The capital structure puzzle The journal of n a Lu finance, 39(3), 574-592 y financial economics, 13(2), 187-221 te re decisions when firms have information that investors not have Journal of n va Myers, S C., & Majluf, N S (1984) Corporate financing and investment Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R (2001) Corporate cash t to holdings Journal of Applied Corporate Finance, 14(1), 55-67 ng hi Ozkan, A., & Ozkan, N (2004) Corporate cash holdings: An empirical ep investigation of UK companies Journal of Banking & Finance, 28(9), 2103-2134 w n Pinkowitz, L., & Williamson, R (2001) Bank power and cash holdings: lo ad Evidence from Japan The Review of Financial Studies, 14(4), 1059-1082 y th ju Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R (2006) Does the contribution of yi pl corporate cash holdings and dividends to firm value depend on governance? A cross‐ n ua al country analysis The Journal of Finance, 61(6), 2725-2751 n va Riddick, L A., & Whited, T M (2009) The corporate propensity to save The ll fu Journal of Finance, 64(4), 1729-1766 m oi Stiglitz, J E (1974) On the irrelevance of corporate financial policy The nh American Economic Review, 64(6), 851-866 at z z Uyar, A., & Kuzey, C (2014) Determinants of corporate cash holdings: vb ht evidence from the emerging market of Turkey Applied Economics, 46(9), 1035- jm 1048 k gm Zhou, X (2001) Understanding the determinants of managerial ownership economics, 62(3), 559-571 om l.c and the link between ownership and performance: comment Journal of financial n a Lu n va y te re PHỤ LỤC t to ng Thống kê mô tả hi ep w n mean cash size growth cf netwc capex lev debtmat 0161507 26.90316 0821167 0845659 1460063 3324289 5684743 7202674 lo variable sd ad ju y th yi p50 max N 1086467 -.5947068 1.401893 23.44473 3199116 -2.327448 0823583 -.6481932 2567963 -.601349 2310323 0002658 2008781 0222911 318327 0025415 26.89445 0822662 070191 099608 2813714 5991692 8670858 8576593 31.90904 4.945235 8245021 2.120276 9648486 9830847 2331 2331 2331 2331 2331 2331 2331 2331 pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Ma trận tương quan t to cash size growth cf netwc capex lev ng 1.0000 size -0.0059 0.7745 1.0000 growth 0.0774 0.0002 0.0710 0.0006 1.0000 0.1573 0.0000 -0.0987 0.0000 0.1534 0.0000 1.0000 -0.2071 0.0000 0.0236 0.2546 0.1235 0.0000 1.0000 0.0685 0.0009 0.2585 0.0000 -0.3011 0.0000 1.0000 -0.0221 0.2867 -0.3574 0.0000 -0.5744 0.0000 -0.1956 0.0000 1.0000 -0.1386 0.0000 -0.0093 0.6545 -0.5604 0.0000 0.1021 0.0000 hi cash ep w n lo ad y th ju cf yi pl netwc ua al 0.0534 0.0099 -0.0161 0.4385 0.0573 0.0057 lev -0.1005 0.0000 0.2959 0.0000 debtmat 0.0217 0.2945 -0.1510 0.0000 n capex n va ll fu oi m at nh -0.0694 0.0008 ht vb 1.0000 z debtmat z debtmat k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Kiểm định phương sai thay đổi t to ng qui : reg cash size growth cf if dumlist==1 hi ep hettest w n Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash lo ad y th ju chi2(1) Prob > chi2 yi = = 13.80 0.0002 pl n ua al qui : reg cash size growth cf if dumlist==0 n va ll fu hettest oi m at nh Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash z 79.54 0.0000 ht vb = = z chi2(1) Prob > chi2 k cash size growth cf if dumsize==1 jm qui : reg gm n a Lu Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash om l.c hettest y te re 7.94 0.0048 n = = va chi2(1) Prob > chi2 qui : reg cash size growth cf if dumsize==0 t to ng hettest hi ep Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash w n lo ad = = 69.34 0.0000 ju y th chi2(1) Prob > chi2 yi pl cash size growth cf if dumgrowth==1 ua al qui : reg n hettest n va ll fu Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash oi m 98.85 0.0000 at = = nh chi2(1) Prob > chi2 z z ht vb cash size growth cf if dumgrowth==0 k jm qui : reg gm n va 42.91 0.0000 n = = a Lu chi2(1) Prob > chi2 om Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash l.c hettest y te re Kiểm định tự tương quan t to ng xtserial cash size growth cf if dumlist==1 hi ep Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 260) = 2.015 Prob > F = 0.1569 w n lo ad y th ju xtserial cash size growth cf if dumlist==0 yi pl n ua al Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 71) = 4.811 Prob > F = 0.0316 n va ll fu oi m xtserial cash size growth cf if dumsize==1 at nh Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 166) = 0.688 Prob > F = 0.4081 z z ht vb om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 165) = 3.239 Prob > F = 0.0737 k jm xtserial cash size growth cf if dumsize==0 n a Lu n va y te re xtserial cash size growth cf if dumgrowth==1 t to ng hi ep Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 161) = 15.432 Prob > F = 0.0001 w n lo ad xtserial cash size growth cf if dumgrowth==0 y th ju Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 170) = 0.022 Prob > F = 0.8811 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp niêm yết t to ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation w n 261 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 = = = = = 1827 261 71.69 0.0000 yi pl cash Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ua al 0.76 5.49 4.69 -0.90 va 0006478 0034153 0145041 0176425 n 0004908 0187407 0679892 -.0158619 n size growth cf _cons 0.449 0.000 0.000 0.369 -.000779 0120467 0395616 -.0504405 0017605 0254346 0964167 0187167 ll fu m oi Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp phi niêm yết at nh Cross-sectional time-series FGLS regression z generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) ht vb jm 72 72 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 k = = = = = 504 72 25.43 0.0000 om l.c gm Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = z Coefficients: Panels: Correlation: -0.52 0.43 4.57 0.42 0.600 0.669 0.000 0.674 [95% Conf Interval] -.0054117 -.0071035 0939604 -.089375 0031288 0110721 2350902 138252 y te re 0021787 0046367 0360032 0580692 P>|z| n -.0011414 0019843 1645253 0244385 z va size growth cf _cons Std Err n Coef a Lu cash Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp quy mô lớn t to ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation w n 167 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 = = = = = 1169 167 23.84 0.0000 yi pl cash Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ua al 0.88 3.09 2.73 -0.91 va 0010806 0038028 0179497 0301552 n 0009559 0117392 0490123 -.0275802 n size growth cf _cons 0.376 0.002 0.006 0.360 -.001162 0042859 0138316 -.0866832 0030738 0191925 084193 0315229 ll fu m oi Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp quy mô nhỏ at nh Cross-sectional time-series FGLS regression z generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation ht vb jm 166 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 k = = = = = 1162 166 76.34 0.0000 om l.c gm Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = z Coefficients: Panels: Correlation: 1.03 3.41 6.74 -1.14 0.304 0.001 0.000 0.254 [95% Conf Interval] -.0015648 006326 0876515 -.1350164 0050177 0234165 1594837 0356119 y te re 0016792 0043599 0183249 0435284 P>|z| n 0017265 0148712 1235676 -.0497022 z va size growth cf _cons Std Err n Coef a Lu cash Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp tăng trưởng cao t to ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation w n 162 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 = = = = = 1134 162 16.41 0.0009 yi pl cash Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ua al 0.97 0.58 3.85 -0.96 va 0009882 0049829 0219078 0273833 n 0009554 0029057 0844371 -.0263999 n size growth cf _cons 0.334 0.560 0.000 0.335 -.0009814 -.0068605 0414987 -.0800701 0028922 012672 1273756 0272703 ll fu m oi Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp tăng trưởng thấp at nh z Cross-sectional time-series FGLS regression z vb generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) ht k jm Coefficients: Panels: Correlation: y 0007832 0281904 1612624 0591693 te re -.0023911 015751 0989462 -.0264129 n 0.321 0.000 0.000 0.453 va -0.99 6.92 8.18 0.75 [95% Conf Interval] n 0008098 0031734 0158973 0218326 P>|z| a Lu -.0008039 0219707 1301043 0163782 z 1197 171 144.22 0.0000 om size growth cf _cons Std Err = = = = = l.c Coef Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 cash 171 171 gm Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = Kết hồi quy GMM mẫu doanh nghiệp niêm yết t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 84 Wald chi2(7) = 79.22 Prob > chi2 = 0.000 w = = = = = 1827 261 7.00 n lo cash Coef ad ju y th size growth cf netwc capex lev debtmat _cons Std Err .0016878 0068177 0260249 022997 0234606 0337117 018634 0601375 yi 0040393 0186809 1233228 -.0875778 -.0983677 -.088705 -.0168278 -.001126 z P>|z| pl 0.017 0.006 0.000 0.000 0.000 0.009 0.366 0.985 0007313 0053183 0723151 -.1326511 -.1443497 -.1547786 -.0533498 -.1189934 0073474 0320434 1743306 -.0425045 -.0523857 -.0226313 0196943 1167414 n ua al 2.39 2.74 4.74 -3.81 -4.19 -2.63 -0.90 -0.02 [95% Conf Interval] n va Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable ll fu Instruments for first differences equation Standard D.(size growth cf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/6).(netwc capex lev debtmat) Instruments for levels equation Standard size growth cf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(netwc capex lev debtmat) oi m at nh z z ht vb Pr > z = Pr > z = gm Prob > chi2 = 0.000 0.236 0.009 l.c Prob > chi2 = n y te re 0.156 0.542 va chi2 = chi2 = 0.490 0.046 n chi2 = chi2 = a Lu Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(56) = 55.61 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(20) = 31.71 Prob > iv(size growth cf) Hansen test excluding group: chi2(73) = 85.17 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 2.15 Prob > 0.176 om overid restrictions: chi2(76) = 108.37 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(76) = 87.32 weakened by many instruments.) -4.95 1.19 k Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but jm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Kết hồi quy GMM mẫu doanh nghiệp phi niêm yết t to ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 54 Wald chi2(7) = 210.45 Prob > chi2 = 0.000 w n lo Coef ad cash y th ju size growth cf netwc capex lev debtmat _cons yi -.020695 0099418 6802533 0496763 -.0512355 3512768 0345581 2962958 Std Err z pl n ua al 0056546 0052383 0576105 0283665 0392747 0635333 018453 1465476 P>|z| -3.66 1.90 11.81 1.75 -1.30 5.53 1.87 2.02 = = = = = 432 72 6.00 [95% Conf Interval] 0.000 0.058 0.000 0.080 0.192 0.000 0.061 0.043 -.0317779 -.0003251 5673387 -.0059211 -.1282126 2267537 -.0016092 0090678 -.0096122 0202087 7931678 1052737 0257415 4757999 0707253 5835238 va n Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable fu ll Instruments for first differences equation Standard D.(L.size growth cf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/3).(netwc capex) Instruments for levels equation Standard L.size growth cf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(netwc capex) oi m at nh z z ht vb Pr > z = Pr > z = 0.000 0.130 Prob > chi2 = 0.000 om l.c Prob > chi2 = n 0.264 0.683 y chi2 = chi2 = te re 0.518 0.152 n chi2 = chi2 = va Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(34) = 32.96 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(12) = 16.93 Prob > iv(L.size growth cf) Hansen test excluding group: chi2(43) = 48.39 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.50 Prob > 0.321 a Lu overid restrictions: chi2(46) = 93.14 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(46) = 49.89 weakened by many instruments.) -4.56 1.52 gm Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but k jm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z =