(Luận văn) ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong độ nhạy cảm dòng tiền mặt được nắm giữ của các công ty 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 ju y th VÕ THỊ THÚY DIỄM yi pl ẢNH HƯỞNG CỦA TÍNH BẤT CÂN XỨNG ua al n TRONG ĐỘ NHẠY CẢM DÒNG TIỀN ĐẾN SỰ va n THAY ĐỔI TRONG LƯỢNG TIỀN MẶT ĐƯỢC fu ll NẮM GIỮ CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM oi m at nh z Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z k jm ht vb Mã số: 60340201 om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN an Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: ey t re th Tp Hồ Chí Minh - Năm 2015 t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep Trong trình thực Luận văn với đề tài “Ảnh hưởng tính bất cân xứng w n độ nhạy cảm dòng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ lo công ty Việt Nam”, vận dụng kiến thức học tập với ad y th trao đổi, hướng dẫn, góp ý Giáo Viên hướng dẫn để thực đề tài Luận văn ju Thạc sĩ yi Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi, số liệu kết pl ua al Luận văn hồn tồn trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Các kết Luận văn chưa công bố công trình nghiên cứu n n va Luận văn thực hướng dẫn TS.Nguyễn Thị Uyên Uyên fu ll TP Hồ Chí Minh, ngày 30 tháng 10 năm 2015 oi m Người thực Luận văn at nh z z vb k jm ht VÕ THỊ THÚY DIỄM om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng MỤC LỤC hi ep TRANG PHỤ BÌA w n LỜI CAM ĐOAN lo MỤC LỤC ad y th DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT ju DANH MỤC CÁC BẢNG yi DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ pl ua al TÓM TẮT n CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI n va 1.1 Lý chọn đề tài ll fu 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu oi m 1.3 Phương pháp nghiên cứu nh 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu đề tài at 1.5 Kết cấu đề tài z CHƯƠNG KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU z ht vb TRƯỚC ĐÂY jm 2.1 Khung lý thuyết k 2.1.1 Lý thuyết đánh đổi gm 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng l.c 2.1.3 Lý thuyết đại diện om 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước an Lu CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 16 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 16 th 3.2.4 Cách thức thực 30 ey 3.2.3 Giai đoạn thứ ba 27 t re 3.2.2 Giai đoạn thứ hai 23 n 3.2.1 Giai đoạn thứ 18 va 3.2 Mơ hình, mơ tả biến phương pháp nghiên cứu 18 t to ng CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 hi ep 4.1 Thống kê mô tả 33 4.2 Phân tích tương quan biến mơ hình 37 w 4.3 Kiểm định khuyết tật mơ hình phù hợp phương pháp GMM 40 n lo 4.3.1 Kiểm định khuyết tật mơ hình 40 ad 4.3.2 Kiểm định phù hợp phương pháp GMM 42 y th 4.4 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu 44 ju yi 4.4.1 Giai đoạn thứ 44 pl 4.4.2 Giai đoạn thứ hai 49 al ua 4.4.3 Giai đoạn thứ ba 53 n 4.5 Thảo luận kết nghiên cứu 54 va n CHƯƠNG KẾT LUẬN 59 fu ll 5.1 Kết luận 59 m oi 5.2 Khuyến nghị cho công ty Việt Nam 60 z PHỤ LỤC z TÀI LIỆU THAM KHẢO at nh 5.3 Hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu 61 k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT hi ep TỪ VIẾT TẮT TÊN ĐẦY ĐỦ w n lo ad Báo cáo tài CĐKT Cân đối kế toán HSX Sở Giao Dịch Chứng khoán TP.HCM HNX Sở Giao Dịch Chứng khoán Hà Nội ju y th BCTC yi Generalized method of moments pl GMM n Giá trị thị trường va GTSS ua GTTT Fourth-order generalized method of moments al GMM4 Giá trị sổ sách n Kết kinh doanh LCTT Lưu chuyển tiền tệ OLS Ordinary least squares TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh VCP Vốn cổ phần VIF Variance Inflation Factor ll fu KQKD oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi ep DANH MỤC CÁC BẢNG w n lo Bảng 2.1 Tổng hợp kết nghiên cứu 14 ad Bảng 3.1 Bảng thống kê số lượng công ty mẫu nghiên cứu 17 y th Bảng 3.2 Bảng thống kê mô tả kỳ vọng biến giai đoạn 22 ju yi Bảng 3.3 Bảng thống kê mô tả kỳ vọng biến giai đoạn 26 pl Bảng 3.4 Bảng thống kê mô tả kỳ vọng biến giai đoạn 26 al ua Bảng 3.5 Bảng tổng hợp mơ tả tóm tắt biến 29 n Bảng 4.1 Bảng thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu 29 va n Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan biến nghiên cứu 39 fu ll Bảng 4.3 Kết phân tích VIF 40 m oi Bảng 4.4 Kết kiểm định Breusch-Godfrey 41 at nh Bảng 4.5 Kết kiểm định White 41 Bảng 4.6 Kết kiểm định giới hạn xác định vượt 43 z z Bảng 4.7 Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu 43 vb jm ht Bảng 4.8 Kết hồi quy giai đoạn với biến theo phương pháp OLS GMM4 44 Bảng 4.9 So sánh kết kiểm định với nghiên cứu trước 47 k gm Bảng 4.10 Bảng phân loại công ty bị hạn chế không bị hạn chế tài 49 l.c Bảng 4.11 Bảng thống kê CashHoldings theo ba phương pháp phân loại 50 om Bảng 4.12 Kết hồi quy theo phương pháp phân loại hạn chế tài 51 Bảng 4.13 Tính bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền đến thay đổi an Lu lượng tiền mặt nắm giữ xem xét vấn đề đại diện 53 n va Bảng 4.14 Tổng hợp kết nghiên cứu 58 ey t re th t to ng hi ep DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ w n Đồ thị 4.1 Tần suất thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ 34 lo ad Đồ thị 4.2 Tần suất dòng tiền 35 ju y th Đồ thị 4.3 Tần suất Tobin’s Q 36 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng TÓM TẮT hi ep Dựa nguồn liệu thu thập từ báo cáo tài 320 cơng ty phi tài w n niêm yết Sở giao dịch chứng khoán HSX (Thành phố Hồ Chí Minh) lo HNX (Thành phố Hà Nội) giai đoạn 2008-2014, nghiên cứu kế thừa ad y th nghiên cứu Bao cộng (2012) thực kiểm định ảnh hưởng tính bất ju cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt yi nắm giữ công ty Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy, thứ nhất, có tồn pl al ảnh hưởng tính bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền đến thay n ua đổi lượng tiền mặt nắm giữ điều kiện dịng tiền Hay nói va cách khác, tồn mối quan hệ ngược chiều thay đổi lượng tiền mặt n nắm giữ dòng tiền điều kiện dòng tiền dương chiều fu ll điều kiện dòng tiền âm, thứ hai, xét đến yếu tố hạn chế tài chính, tính bất cân m oi xứng tồn phương pháp phân loại theo số WW index, cuối at nh cùng, khơng có khác biệt độ lớn mối quan hệ thay đổi z lượng tiền mặt nắm giữ dòng tiền hai loại cơng ty có giám sát chặt z chẽ từ bên ngồi cơng ty có giám sát chặt chẽ từ bên vb nắm giữ (cash holdings), tính bất cân xứng (asymmetry) k jm ht Từ khóa: Độ nhạy cảm dịng tiền (cashflow sensitivity), lượng tiền mặt om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI hi ep 1.1 Lý chọn đề tài w n Tiền mặt nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến trình hoạt động lo kinh doanh hầu hết công ty Nhiều chứng thực nghiệm cho thấy ad y th việc trì tiền mặt cho phép cơng ty gia tăng tính linh hoạt tài chính, có đủ ju nguồn tài trợ cho hội đầu tư, giúp công ty giảm lệ thuộc vào nguồn tài trợ yi bên ngồi với chi phí sử dụng vốn cao công ty gặp khó khăn pl ua al việc tiếp cận huy động nguồn tài trợ bên Nhưng, khơng có nghĩa cơng ty trì nhiều tiền mặt tốt Việc trì tiền n n va mặt dư thừa có tác động đến định tài công ty bao gồm fu định đầu tư, định tài trợ định chi trả cổ tức để từ làm ảnh hưởng ll đến giá trị công ty Cụ thể, lượng tiền mặt dư thừa nhiều xung đột cổ m oi đơng quản lý cao, chi phí đại diện tăng có nhiều tiền tay, nh at nhà quản lý dễ dàng việc đầu tư hàng loạt vào dự án kể z dự án có rủi ro cao, mức sinh lời thấp nhằm trục lợi cho thân Điều gây z vb thiệt hại cho công ty, giảm giá trị tài sản cổ đơng Do đó, cổ đông k lượng tiền mặt nắm giữ tối ưu cho cơng ty? jm ht mong muốn trì lượng tiền mặt nắm giữ tối ưu Vậy tìm l.c gm Trên giới có nhiều nghiên cứu thực nghiệm kiểm định ảnh hưởng nhân tố đến việc nắm giữ tiền mặt cơng ty nhóm tác giả Opler om cộng (1999), Ferreira MA cộng (2004), Almeida cộng (2004) Các an Lu nghiên cứu tạo bước đệm cho hàng loạt nghiên cứu thực liên tục sau Saddour (2006), Drobetz cộng (2007), Riddick Whited th bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt ey nhất, có nghiên cứu Bao cộng (2012) đề cập đến ảnh hưởng tính t re Kim cộng (2011), Rizwan cộng (2011), Attaullah Shal (2011) Gần n công ty thu hút nhiều quan tâm nhà nghiên cứu giới va (2009) Đến nay, vấn đề nhân tố ảnh hưởng đến lượng tiền mặt nắm giữ t to ng nắm giữ công ty Mỹ đưa nhiều chứng quan trọng, vậy, hi ep tác giả đề tài kế thừa nghiên cứu Bao cộng (2012)) tiến hành lựa chọn đề tài “Ảnh hưởng tính bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền đến w thay dổi lượng tiền mặt nắm giữ công ty Việt Nam” làm n lo đề tài nghiên cứu cho Luận văn Thạc sĩ kinh tế với mong muốn nới rộng ad phạm vi nghiên cứu chủ đề đến Việt Nam - quốc gia thuộc thị trường y th góp phần giúp cơng ty Việt Nam có sở để quản trị tiền mặt ju yi tốt nhằm tăng giá trị công ty pl 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu al ua Mục tiêu nghiên cứu đề tài kiểm định ảnh hưởng tính bất cân xứng n độ nhạy cảm dịng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ va n công ty Việt Nam Theo câu hỏi nghiên cứu đề tài đặt là: fu ll Thứ nhất, có tồn mối quan hệ thay đổi lượng tiền mặt nắm m oi giữ dòng tiền công ty Việt Nam hay không mối quan hệ at nh chiều hay nghịch chiều? Thứ hai, có hay khơng tính bất cân xứng độ nhạy cảm dịng tiền để từ ảnh z z hưởng đến thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ công ty Việt jm ht vb Nam? Thứ ba, liệu có khác ảnh hưởng tính bất cân xứng độ nhạy k l.c hạn chế tài cơng ty khơng bị hạn chế tài chính? gm cảm dịng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ cơng ty bị om Cuối cùng, có hay khơng tác động vấn đề đại diện lên tính bất cân xứng an Lu độ nhạy cảm dòng tiền đến thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ cơng ty có kiểm sốt chặt chẽ từ bên ngồi cơng ty có kiểm soát chặt chẽ th khoán Hà Nội (HNX) năm từ năm 2008 đến năm 2014 Sau loại bỏ ey Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HSX) Sở giao dịch chứng t re Dữ liệu nghiên cứu tác giả thu thập từ cơng ty phi tài niêm yết n 1.3 Phương pháp nghiên cứu va từ bên ngồi? 61 t to ng Để tránh tình trạng này, cơng ty tìm kiếm khoản đầu tư sinh lợi với hi ep mức độ rủi ro thấp Hiện nay, Việt Nam có kênh đầu tư tiền gửi qua đêm để tránh tình trạng vốn nhàn rỗi, cơng ty sử dụng kênh đầu tư để w kiếm lợi nhuận đồng thời chủ động lượng tiền mặt nắm giữ quỹ n lo 5.3 Hạn chế nghiên cứu hướng nghiên cứu ad Ngoài kết tác giả thu được, nghiên cứu tránh khỏi y th hạn chế: ju yi • Thị trường chứng khốn Việt Nam phát triển thời gian ngắn, chế pl quản lý cịn nhiều thiếu sót, lỏng lẻo nên việc minh bạch thơng tin cịn nhiều hạn al n ua chế Mặc dù liệu thu thập từ báo cáo tài qua kiểm tốn va khơng thể tránh khỏi sai sót Tình trạng sửa đổi báo cáo tài để n tăng sức hấp dẫn cho nhà đầu tư nhiều phổ biến nên khó để có ll fu nguồn thơng tin xác m oi • Do hạn chế việc thu thập số liệu thông tin công bố chưa đầy at nh đủ nên số lượng công ty đáp ứng đủ điều kiện mẫu nghiên cứu 320 công z ty Con số thấp nhiều so với 600 công ty niêm yết hai sàn z chứng khoán Việt Nam thời điểm lấy mẫu Do kết nghiên cứu chưa thực jm ht vb mang tính đại diện • Đối tượng nghiên cứu tập trung vào công ty niêm yết chưa tiếp k gm cận công ty chưa niêm yết thị trường chứng khoán độ tăng trưởng hay yếu tố khoản tài sản mà công ty nắm giữ om l.c • Mơ hình nghiên cứu chưa xem xét đến hiệu hoạt động cơng ty, tốc lượng xác phù hợp với tình hình thực tế Việt Nam an Lu Các hạn chế gợi ý hướng nghiên cứu để có kết ước n va ey t re th t to ng TÀI LIỆU THAM KHẢO hi ep TIẾNG VIỆT w n Nguyễn Thị Ngọc Trang, Nguyễn Thị Liên Hoa., 2008 Phân tích tài chính, Nhà lo xuất Lao động – Xã hội ad y th Trần Ngọc Thơ., 2005 Tài doanh nghiệp đại, Nhà xuất thống kê ju TIẾNG ANH yi Al-Najjar, B and Belghitar, Al-Najjar, B and Belghitar, y., 2011 Corporate cash pl al holdings and dividend payments: evidence rom simultaneous analysis, Managerial n ua and Decision Economics, 32: 231-241 va Arellano M and Bond S.R., 1991 “Some tests of specification for panel data: n Mone Carlo evidence and an application to employment equations”, Review of ll fu Economics Studies 58, 277-297 m oi Arellano, M and Bover, O., 1995 Another look at the instrumental variable at nh estimation of error-component models Journal of Econometrics, 68: 29-51 z Attaullah Shal., 2011 The Corporate cash holdings: Determinants and z implications, Institute of Management Sciences, Pes, Pakistan Research in Journal vb jm ht of Business Management Vol (34), pages 12939-12950 Acharya, V.V., Almeida, H., Campello, M., 2007 Is cash negative debt? A k l.c 554 gm hedging perspective on corporate financial policies J Financ Intermed 16, 515– an Lu cash J Finance 59, 1777–1804 om Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M.S., 2004 The cash flow sensitivity of Bao, D., Chan, K.C., Zhang, W., 2012 Asymmetric cash flow sensitivity of cash ey t re more cash than they used to? J Finance 64, 1985–2021 n Bates, T.W., Kahle, K.M., Stulz, R.M., 2001 Why U.S firms hold so much va holdings J Finance 18, 690-700 th t to ng Cristina Martinez-Sola, Pedro J.Garcia – Terual, Pedro Martinez – Sola., 2011 hi ep Coporate cash holdins and firm value, from Fundation Seneca – Science and Technology Agency of Nurcia (Spain), pages 1-26 w 10 Drobetz W., Gruninger M., Hirschvogl, 2007 Information asymmetry and the n lo value of cash FMA Conference, Turin ad 11 Dittmar, A., et al., 2003 International corporate governance and corporate cash y th holdings, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38: 111-34 ju yi 12 Dittmar, A and Mahrt-Smith, J., 2007 Corporate governance and the value o pl cash holdings Journal o Finance Economics, 83: 599-634 al ua 13 Ferreira M.A Vilela A.S., 2004 “Why firms hold cash? Evidence from n EMU Countries”, European Financial Management 10, 295-319 va n 14 Faulkender, M., Wang, R., 2006 Corporate financial policy and the value of ll fu cash J.Finance 61, 1957–1990 m oi 15 Hansen, L O., 1982 Large sample properties o Generalized Method of at nh Moments estimators Econometrica, 50: 1029-1054 16 Jensen, M.C., 1986 Agency costs of free cash flow, corporate finance and z z takeovers.Am Econ Rev 76, 323–329 vb jm ht 17 Jensen, M.C., Meckling, W.H., 1976 Theory of the firm: Managerial behavior, agency cost and ownership structure J Financ Econ 3, 305–360 k gm 18 Kim, C.S., Mauer D.C., Sherman A E., 2011 The determinants of corporate om 335-359 l.c liquidity: Theory and evidence Journal of Financial and Quantitative Analysis 33, useful measures of financing constraints? Q J Econ 112, 169–216 an Lu 19 Kaplan, S.N., Zingales, L., 1997 Do investment-cash flow sensitivities provide th forthcoming ey cashflow sensitivity of cash, Journal of Financialand Quantitative Analysis, t re 21 Khurana, I K., Xiumin M., Raynolde P., 2006, Financial development and the n London: Harcourt Brace va 20 Keynes, J M., 1936 The General Theory of Employment Interest and Money t to ng 22 Myers, S.C., 1977 The capital structure puzzle Journal of Finance 39, 575– hi ep 592 23 Myers, S.C., Majluf, N., 1984 Corporate financing and investment decisions w when firms have information that investors not have Journal of Financial n lo Economics 13, 187–221 ad 24 M Ishaq Nadiri., 1969 The Determinants of Real Cash Balances in the U.S y th Total Manufacturing Sector," Quarterly Journal of Economics, 83 (2) (1969): 173- ju yi 196 pl 25 Nguyen P., 2005 How sensitive are Japanese firms to earnings risk? Evidence ua al from holdings.cash n 26 Opler, T., Lee P., Stulz R., and Williamson R., 1999 The determinants and va n implications of corporate cash holdings, Journal of Financial Economics 52, 3-46 fu ll 27 Rizwan M.F and Javed T., 2011 Determinants of coporate cash holdings: m oi Evidence from Pakistani public sector Economics, Management and Financial at nh Market, 6(1): 344-358 28 Riddick, L.A., Whited, T.M., 2009 The corporate propensity to save J Finance z z 64, 1729–1766 vb jm ht 29 Subba Reddy Yarram., 2012 Corporate Governance, Cash holdins and value of a firm: Evidence from Australian Firms., Research in Information Management and k gm Business Review, Volume 4, No 12 pp 606-614 Dec 2012 (ISSN 2220-3796) om from French firms CEREG, 1-33 l.c 30 Saddour K., 2006 The deteminants and the value of cash holdings: Evidence Spanish Association of Accounting and Administration an Lu 31 Sola MC., Pedro J Pedro., 2011 Coporate cash holdings and firm value ey th 531–559 t re 33 Whited, T.M., Wu, G., 2006 Financial constraint risk Rev Financ Stud 19, n The Journal of Finance, 43: 1-19 va 32 Titman, S and Wessels, R., 1988 The determinants o capital structure choice t to ng PHỤ LỤC hi ep
Thống kê mô tả biến nghiên cứu w n lo Variable ad ju y th Deltacashh~s CashFlow Neg Q Size yi Mean 1600 1600 1600 1600 1600 004584 1001477 074375 9205073 26.85734 0643263 091875 -.014497 4080372 Std Dev Min Max 0907958 1081287 2624622 2322979 1.356707 -.5950284 -.1929195 5897285 23.17943 919031 731318 1.414658 31.47052 0711888 2889397 3602239 2483767 0012782 -6.611339 2583765 6.352723 4.535822 pl Obs al 1600 1600 1600 1600 n ua n va Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt ll fu
Ma trận hệ số tương quan Q Size Expend~e Acquis~n nh Deltacashh~s Neg oi m Deltac~s CashFlow 1.0000 at 1.0000 z -0.0425* -0.2299* 0.0894 0.0000 1.0000 ht 1.0000 -0.0154 0.5394 -0.0641* -0.0479* 0.0103 0.0554 0.2545* 0.0000 1.0000 Expenditure -0.1166* 0.0000 0.0638* -0.0322 0.0107 0.1986 0.0456* 0.0683 0.0958* 0.0001 1.0000 Acquisition -0.0056 0.8239 0.0208 0.4060 -0.0159 0.5240 -0.0526* 0.0353 0.0132 0.5966 -0.0352 0.1592 DeltaNCWC -0.1852* -0.0234 0.0000 0.3486 -0.0159 0.5254 -0.0185 0.4608 -0.0271 0.2783 -0.0815* -0.0562* 0.0011 0.0247 Shortdebt -0.0182 0.4674 0.0377 0.1312 -0.0715* -0.0087 0.0042 0.7276 1.0000 om l.c an Lu n va DeltaN~C Shortd~t 0.0470* -0.0511* 0.0601 0.0408 gm -0.1059* 0.0000 k Size jm 0.2364* -0.0971* 0.0000 0.0001 Q 0.0942* 0.0002 vb Neg 0.0824* 0.0010 z CashFlow Shortdebt 0.0003 0.9903 1.0000 ey 1.0000 t re DeltaNCWC th t to ng
Kết phân tích VIF hi ep w n VIF 1/VIF CashFlow NegCashflow Q Size Neg Expenditure Shortdebt DeltaNCWC Acquisition 1.60 1.41 1.20 1.11 1.11 1.03 1.02 1.01 1.01 0.624608 0.711642 0.835738 0.900263 0.903800 0.972068 0.980272 0.987759 0.989716 lo Variable ad ju y th yi pl al Mean VIF 1.17 n ua va n
Kết kiểm định White fu ll Heteroskedasticity Test: White oi m 7.472814 Prob F(49,1550) 0.0000 Obs*R-squared 305.7501 Prob Chi-Square(49) 0.0000 Scaled explained SS 1851.470 Prob Chi-Square(49) 0.0000 at nh F-statistic z z 0.045770 Prob F(1,1589) Obs*R-squared 0.046086 Prob Chi-Square(1) ey t re th Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) n Exogenous: Constant va Null Hypothesis: DELTACASHHOLDINGS has a unit root 0.8300 an Lu
Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu 0.8306 om F-statistic l.c gm Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: k jm ht vb
Kết kiểm định Breusch-Godfrey t to ng t-Statistic Prob.* hi ep -40.34218 0.0000 Test critical values: 1% level -3.434234 5% level -2.863143 10% level -2.567671 w Augmented Dickey-Fuller test statistic n lo ad y th ju Null Hypothesis: Q has a unit root yi Exogenous: Constant pl Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) ua al n t-Statistic Prob.* va -13.54620 0.0000 n Augmented Dickey-Fuller test statistic fu -3.434244 oi 1% level m values: ll Test critical -2.863147 10% level -2.567673 at nh 5% level z z Exogenous: Constant values: -2.863143 10% level -2.567671 ey t re 5% level n -3.434234 va 1% level an Lu Test critical om -38.31575 0.0000 l.c Augmented Dickey-Fuller test statistic gm t-Statistic Prob.* k Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) jm ht vb Null Hypothesis: CASHFLOW has a unit root Exogenous: Constant th Null Hypothesis: NEG has a unit root t to ng Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) hi ep t-Statistic Prob.* w Augmented Dickey-Fuller test statistic -40.83398 0.0000 n lo Test critical ad values: ju y th yi 1% level -3.434234 5% level -2.863143 10% level -2.567671 pl Exogenous: Constant n ua al Null Hypothesis: NEGCASHFLOW has a unit root n va Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) fu ll t-Statistic Prob.* at 1% level -3.434234 5% level -2.863143 10% level -2.567671 z z values: -39.92045 0.0000 nh Test critical oi m Augmented Dickey-Fuller test statistic k jm ht vb Exogenous: Constant -39.57810 0.0000 n 5% level -2.863143 10% level -2.567671 th -3.434234 ey 1% level t re Test critical values: va Augmented Dickey-Fuller test statistic an Lu t-Statistic Prob.* om Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) l.c gm Null Hypothesis: SIZE has a unit root t to ng hi Null Hypothesis: EXPENDITURE has a unit root ep Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) w n lo t-Statistic Prob.* ad -38.75425 0.0000 y th Augmented Dickey-Fuller test statistic ju Test critical -3.434234 5% level -2.863143 -2.567671 pl 1% level ua yi values: al n 10% level va n Null Hypothesis: ACQUISITION has a unit root ll fu Exogenous: Constant m oi Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) nh at t-Statistic Prob.* z -39.52008 0.0000 z Augmented Dickey-Fuller test statistic vb -2.863143 10% level -2.567671 Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) an Lu Exogenous: Constant om Null Hypothesis: DELTANCWC has a unit root l.c 5% level gm -3.434234 k 1% level jm values: ht Test critical -3.434234 1% level th Test critical ey -40.11286 0.0000 t re Augmented Dickey-Fuller test statistic n va t-Statistic Prob.* t to ng values: hi ep 5% level -2.863143 10% level -2.567671 w n Null Hypothesis: SHORTDEBT has a unit root lo ad Exogenous: Constant ju y th Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) yi t-Statistic Prob.* pl -38.53583 0.0000 1% level -3.434234 ll -2.567671 oi m 10% level -2.863143 fu 5% level n va values: n Test critical ua al Augmented Dickey-Fuller test statistic at nh z
Kết kiểm định giới hạn xác định vượt z 3.063 (p=0.216, d=2) ht vb Sargan-Hansen J statistic: jm
Kết ước lượng giai đoạn k 4(1) EIV results (p=0.216, d=2) 2307873 0147044 -.9042456 -.0437232 0520514 -.0598964 -.3247409 -.0113858 -.1005081 -.0567249 1.256928 6044769 -.0422476 0160693 1.073889 -.010141 0029386 0703018 0065581 0843639 th 0.004 0.040 0.031 0.365 0.031 0.006 0.054 0.157 0.085 0.701 ey 3.063 2.84 2.06 -2.15 -0.91 2.16 -2.76 -1.92 1.41 -1.72 0.38 [95% Conf Interval] t re Tau1^2: 0.199 (0.035) Sargan-Hansen J statistic: 2617755 1504549 2199015 0152535 2606776 0126929 0835932 0208391 0273133 0359927 P>|z| n 7438579 3095906 -.4732466 -.0138269 56297 -.0350187 -.1609012 029458 -.046975 0138195 z va Q _cons CashFlow Neg NegCashflow Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt Std Err an Lu Coef om Deltacashh~s l.c gm N = 1600 Rho^2 = 0.190 (0.061) 4(1) EIV results t to N = 1600 Rho^2 = 0.205 (0.127) ng hi ep Coef Q _cons CashFlow Size 1.002143 3960094 -.4777797 -.0471401 Deltacashh~s Std Err z w n lo 7467171 3233204 4097542 0348572 P>|z| 1.34 1.22 -1.17 -1.35 0.180 0.221 0.244 0.176 [95% Conf Interval] -.4613953 -.2376869 -1.280883 -.115459 2.465682 1.029706 3253237 0211788 ad ju y th yi Source SS df MS pl Number of obs F( 9, 1590) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 898794117 12.283178 Total 13.1819721 1590 099866013 007725269 1599 008243885 n ua al Model Residual 1600 12.93 0.0000 0.0682 0.0629 08789 n va = = = = = = at z 0.003 0.014 0.352 0.248 0.349 0.000 0.444 0.000 0.546 0.547 z [95% Conf Interval] 0108858 0131408 -.0254729 -.1517708 -.0049488 -.2416546 -.0208572 -.0612385 -.0229265 -.0603297 k jm ht vb 3.01 2.47 -0.93 -1.16 -0.94 -5.76 -0.77 -8.01 -0.60 0.60 nh 0103503 025721 0088091 0486789 0017075 0313164 0076466 0061395 0089382 0443949 P>|t| oi 0311875 0635915 -.0081943 -.0562892 -.0015996 -.1802288 -.0058587 -.0491961 -.0053947 026749 t m Q CashFlow Neg NegCashflow Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt _cons Std Err ll Coef fu Deltacashh~s 0514891 1140421 0090843 0391923 0017496 -.1188029 0091398 -.0371536 0121371 1138277 df MS 060505093 00814565 Total 13.1819721 1599 008243885 ey t re 1596 1600 7.43 0.0001 0.0138 0.0119 09025 n 181515278 13.0004569 = = = = = = va Model Residual Number of obs F( 3, 1596) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE an Lu SS om l.c gm Source Coef Q CashFlow Size _cons 0347261 0497246 -.0022868 0290567 Std Err .0104104 0216732 0017355 0451848 t 3.34 2.29 -1.32 0.64 P>|t| 0.001 0.022 0.188 0.520 [95% Conf Interval] 0143067 0072136 -.005691 -.0595711 0551456 0922356 0011173 1176845 th Deltacashh~s SS t to Source df MS ng hi 198900187 12.983072 1594 039780037 008144964 Total 13.1819721 1599 008243885 ep Model Residual Number of obs F( 5, 1594) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1600 4.88 0.0002 0.0151 0.0120 09025 w n Coef lo Deltacashh~s ad ju y th Q CashFlow Neg NegCashflow Size _cons Std Err .0105988 026221 0090391 0499078 0017417 0454364 yi 0322014 0612731 -.0059673 -.0571765 -.002242 0295174 t P>|t| pl 3.04 2.34 -0.66 -1.15 -1.29 0.65 [95% Conf Interval] 0.002 0.020 0.509 0.252 0.198 0.516 0114124 0098418 -.0236971 -.1550684 -.0056583 -.0596039 0529904 1127044 0117624 0407154 0011742 1186387 n ua al SS df MS Number of obs F( 7, 1592) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n va Source fu 877638477 12.3043337 1592 Total 13.1819721 1599 125376925 007728853 ll Model Residual oi m 1600 16.22 0.0000 0.0666 0.0625 08791 at nh 008243885 = = = = = = Q CashFlow Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt _cons 0337419 0532825 -.0016253 -.1784976 -.0056725 -.0491914 -.0059346 0255497 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] z Coef z Deltacashh~s vb 0.001 0.012 0.340 0.000 0.458 0.000 0.507 0.563 0137933 0115873 -.0049626 -.239895 -.0206726 -.0612287 -.0234586 -.0610528 k jm l.c gm 0536905 0949776 0017121 -.1171002 0093277 -.0371541 0115895 1121522 om 3.32 2.51 -0.96 -5.70 -0.74 -8.02 -0.66 0.58 ht 0101703 0212572 0017015 031302 0076475 0061369 0089342 0441522 an Lu 4(1) EIV results n va N = 1600 Rho^2 = 0.193 (0.080) 1.038974 4354697 -.7013571 -.0142733 8238242 -.0490269 Tau1^2: 0.186 (0.034) Sargan-Hansen J statistic: 4696195 2414262 3732116 0212467 4391024 0219845 3.409 z 2.21 1.80 -1.88 -0.67 1.88 -2.23 P>|z| 0.027 0.071 0.060 0.502 0.061 0.026 (p=0.182, d=2) [95% Conf Interval] 1185369 -.0377169 -1.432838 -.055916 -.0368007 -.0921157 1.959411 9086564 0301243 0273694 1.684449 -.0059381 th Q _cons CashFlow Neg NegCashflow Size Std Err ey Coef t re Deltacashh~s t to SS Source df MS ng hi ep 877638477 12.3043337 1592 125376925 007728853 Total 13.1819721 1599 008243885 Model Residual Number of obs F( 7, 1592) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1600 16.22 0.0000 0.0666 0.0625 08791 w n lo Deltacashh~s Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ad ju y th Q CashFlow Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt _cons yi pl 0337419 0532825 -.0016253 -.1784976 -.0056725 -.0491914 -.0059346 0255497 n ua al 3.32 2.51 -0.96 -5.70 -0.74 -8.02 -0.66 0.58 0.001 0.012 0.340 0.000 0.458 0.000 0.507 0.563 0137933 0115873 -.0049626 -.239895 -.0206726 -.0612287 -.0234586 -.0610528 0536905 0949776 0017121 -.1171002 0093277 -.0371541 0115895 1121522 n va 0101703 0212572 0017015 031302 0076475 0061369 0089342 0441522 ll fu Kết ước lượng giai đoạn oi m
nh N = 1600 Rho^2 = 0.200 (0.059) at 4(1) EIV results z z 4321443 -.262833 -1.137264 -.0573551 2252456 -.0338416 084064 -.081005 -.8981696 -.0436508 -.3288978 0004967 -.0989906 -.0645176 1.16915 3869493 -.2183192 0302232 1.208611 0491189 9381653 0545117 0531463 -.0115013 0123583 0751682 0057731 1015373 om an Lu n va ey t re 0.000 0.708 0.004 0.544 0.004 0.718 0.019 0.702 0.082 0.001 0.069 0.047 0.081 0.662 l.c 4.26 0.37 -2.89 -0.61 2.86 0.36 2.35 -0.38 -1.74 -3.36 -1.82 1.99 -1.74 0.44 [95% Conf Interval] gm th Tau1^2: 0.223 (0.033) Sargan-Hansen J statistic: 188015 1657639 2344291 0223418 2508632 0211638 217887 0345712 2426871 0082015 0870567 0190492 0267259 0423617 P>|z| k 800647 0620581 -.6777918 -.0135659 7169284 0076386 5111147 -.0132467 -.4225117 -.0275761 -.1582697 0378324 -.0466088 0185098 z jm Q _cons CashFlow Neg NegCashflow Constraint1 CFConstrai~1 NegConstra~1 CFConst~1Neg Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt Std Err ht Coef vb Deltacashh~s 2.538 (p=0.281, d=2) t to ng 4(1) EIV results hi N = 1600 Rho^2 = 0.193 (0.063) ep w Coef Q _cons CashFlow Neg NegCashflow Constraint3 CFConstrai~3 NegConstra~3 CFConst~3Neg Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt 8046737 3104524 -.4782556 -.0122128 5787072 0616187 -.1519692 0127308 1021903 -.0382479 -.1751471 0290208 -.0435452 0635413 n Deltacashh~s Std Err z lo ad ju y th yi 2618247 1572205 2003364 016658 2294781 0358547 1927114 0516236 2973635 0130533 0828128 020675 0260353 0445826 pl [95% Conf Interval] 0.002 0.048 0.017 0.463 0.012 0.086 0.430 0.805 0.731 0.003 0.034 0.160 0.094 0.154 2915067 002306 -.8709078 -.044862 1289384 -.0086553 -.5296767 -.0884497 -.4806314 -.063832 -.3374573 -.0115015 -.0945735 -.0238389 1.317841 6185989 -.0856034 0204364 1.028476 1318926 2257382 1139112 685012 -.0126638 -.0128369 0695431 0074831 1509215 n ua al 3.07 1.97 -2.39 -0.73 2.52 1.72 -0.79 0.25 0.34 -2.93 -2.11 1.40 -1.67 1.43 P>|z| va Tau1^2: 0.206 (0.034) Sargan-Hansen J statistic: 3.489 (p=0.175, d=2) n ll fu oi m 4(1) EIV results at nh N = 1600 Rho^2 = 0.221 (0.075) l.c 1.707547 7595166 -.0432822 0252583 1.395155 1716062 1754971 0572141 9969131 -.011566 0714042 1046104 0112006 1194673 om an Lu n va 27706 -.0222569 -1.186891 -.0619559 0690414 -.0087048 -1.019591 -.2089053 -.7920904 -.0801724 -.355778 -.009959 -.0998192 -.0746435 gm 0.007 0.065 0.035 0.410 0.030 0.077 0.166 0.264 0.822 0.009 0.192 0.105 0.118 0.651 k 2.72 1.85 -2.11 -0.82 2.16 1.77 -1.38 -1.12 0.22 -2.62 -1.30 1.62 -1.56 0.45 [95% Conf Interval] jm 3.824 (p=0.148, d=2) ey t re Tau1^2: 0.203 (0.032) Sargan-Hansen J statistic: 3649268 1994357 2917423 0222489 3383005 0459985 3048751 0678889 4563868 017502 1089771 0292274 0283219 049519 P>|z| ht 9923033 3686299 -.6150867 -.0183488 7320982 0814507 -.4220471 -.0758456 1024113 -.0458692 -.1421869 0473257 -.0443093 0224119 z vb Q _cons CashFlow Neg NegCashflow Constraint2 CFConstrai~2 NegConstra~2 CFConst~2Neg Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt Std Err z Coef z Deltacashh~s th t to 4(1) EIV results ng N = 1600 Rho^2 = 0.259 (0.099) hi ep w Coef Q _cons CashFlow Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt 1.041901 3979033 -.4912061 -.048707 -.1717887 044847 -.0434598 0275365 n Deltacashh~s Std Err z lo ad ju y th yi 5408615 2550719 2939513 025772 1089326 0345833 0289684 0510129 P>|z| 1.93 1.56 -1.67 -1.89 -1.58 1.30 -1.50 0.54 [95% Conf Interval] 0.054 0.119 0.095 0.059 0.115 0.195 0.134 0.589 -.0181679 -.1020284 -1.06734 -.0992192 -.3852926 -.022935 -.1002368 -.0724469 2.10197 897835 084928 0018052 0417153 112629 0133172 1275199 pl 4.738 (p=0.094, d=2) n ua al Tau1^2: 0.162 (0.034) Sargan-Hansen J statistic: n va
Kết ước lượng giai đoạn ll fu N = 1489 Rho^2 = 0.267 (0.120) oi m 4(1) EIV results Q _cons CashFlow Inst CashFlowInst Size Expenditure Acquisition DeltaNCWC Shortdebt 1.041169 4157368 -1.193769 -.0344145 7330927 -.0479223 -.2099586 0435441 -.0510837 0265646 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] z Coef at nh Deltacashh~s k jm ht 2.566072 1.119426 8377538 0732148 2.068542 022964 -.066834 1323558 0090648 1320394 l.c gm an Lu (p=0.045, d=2) -.4837338 -.2879521 -3.225292 -.1420437 -.6023571 -.1188087 -.3530832 -.0452675 -.1112323 -.0789103 om 0.181 0.247 0.249 0.531 0.282 0.185 0.004 0.337 0.096 0.622 vb 6.211 1.34 1.16 -1.15 -0.63 1.08 -1.33 -2.88 0.96 -1.66 0.49 z Tau1^2: 0.176 (0.038) Sargan-Hansen J statistic: 7780259 3590316 1.03651 0549139 6813644 0361672 0730241 0453129 0306886 0538147 n va ey t re th