Các yếu tố tài chính tác động đến việc của các công ty được niêm yết trên các sàn chứng khoán

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ HUYỀN ANH CÁC YẾU TỐ TÀI CHÍNH TÁC ĐỘNG ĐẾN VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC CÔNG TY ĐƢỢC NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHOÁN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ HUYỀN ANH CÁC YẾU TỐ TÀI CHÍNH TÁC ĐỘNG ĐẾN VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC CÔNG TY ĐƢỢC NIÊM YẾT TRÊN CÁC SÀN CHỨNG KHOÁN Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ “Các yếu tố tài tác động đến việc nắm giữ tiền mặt công ty đƣợc niêm yết sàn chứng khoán” công trình nghiên cứu riêng Các kết nghiên cứu Luận văn trung thực chưa công bố công trình nghiên cứu khác Tác giả Lê Thị Huyền Anh MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MUC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu .3 1.6 Bố cục đề tài CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Cơ sở lý thuyết .4 2.1.1 Lý thuyết đánh đổi 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.3 Lý thuyết dòng tiền tự 2.2 Các yếu tố tác động đến việc nắm giữ tiền mặt 2.2.1 Tỷ lệ vốn vay 2.2.2 Tỷ lệ chi trả cổ tức 2.2.3 Tỷ suất sinh lời vốn cổ phần 2.2.4 Tỷ lệ khoản 2.2.5 Quy mô công ty 2.3 Các chứng thực nghiệm 11 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 Mô hình nghiên cứu 20 3.1.1 Biến phụ thuộc 21 3.1.2 Biến độc lập 21 3.2 Giả thuyết nghiên cứu .23 3.3 Dữ liệu nghiên cứu .25 3.4 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình 25 3.4.1 Các kiểm định mô hình 28 3.4.2 Phương pháp hồi quy GMM 30 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 4.1 Phân tích thống kê mô tả biến tƣơng quan biến 33 4.2 Kiểm định tƣơng quan biến mô hình tƣợng đa cộng tuyến .35 4.3 Kiểm định tƣợng phƣơng sai thay đổi phần ƣ ữ liệu ảng Greene (2000) .37 4.4 Kiểm định tƣợng tự tƣơng quan phần ƣ ữ liệu ảng– Wooldridge (2002) Drukker (2003) .38 4.5 Phân tích kết hồi quy 40 4.6 Thảo luận kết nghiên cứu 57 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 61 5.1 Kết luận 61 5.2 Hạn chế đề tài .61 5.3 Định hƣớng nghiên cứu .62 DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT CASH Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt DPO Tỷ lệ chi trả cổ tức ROE Tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu LIQ Tỷ lệ khoản SIZE Quy mô công ty LEV Đòn bẩy tài FEM Mô hình tác động cố định REM Mô hình tác động ngẫu nhiên GMM Phương pháp sai phân GMM DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 3.1: Kỳ vọng mối quan hệ yếu tố tài tỷ lệ nắm giữ tiền mặt Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến quốc gia Bảng 2: Thống kê mô tả số tài nắm giữ tiền mặt Bảng 4.3: Ma trận tương quan tuyến tính đơn cặp biến Bảng 4.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai biến phụ thuộc CASH Bảng 4.5: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mô hình Bảng 4.6 : Kết kiểm tra tự tương quan mô hình Bảng 4.7: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc Cash phương pháp FEM, REM GMM Việt Nam Bảng 4.8: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc Cash phương pháp FEM, REM GMM Thai Lan Bảng 4.9: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc Cash phương pháp FEM, REM GMM Pakistan Bảng 4.10: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc Cash phương pháp FEM, REM GMM US Bảng 4.11: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc Cash phương pháp FEM, REM GMM UK Bảng 4.12 Kết hồi quy mô hình sử dụng biến giả quốc gia đo lường khác biệt tỷ lệ nắm giữ tiền mặt quốc gia Bảng 4.13: Kết hồi quy mô hình cho việc nắm giữ tiền mặt nước phát triển phát triển với biến phụ thuộc Cash phương pháp REM GMM (Cross section time series regressions.) TÓM TẮT Tiền mặt phản ánh tình trạng cấu trúc tài sản Bảng cân đối kế toán với ý nghĩa loại tài sản có tính khoản cao Dòng tiền mạch máu thể kinh doanh, có ý nghĩa đặc biệt quan trọng sinh tồn công ty Vì vậy, kiểm soát tiền mặt vấn đề đặt lên hàng đầu nhà điều hành công ty Nghiên cứu thể nhằm kiểm định yếu tố tài định việc nắm giữ tiền mặt công ty niêm yết sàn chứng khoán quốc gia Mỹ, Anh, Việt Nam, Pakistan, Thái Lan giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2015 Cụ thể, kiểm định ảnh hưởng yếu tố tỷ lệ vốn vay, tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ lệ khoản, tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu quy mô công ty định việc nắm giữ tiền mặt công ty Với liệu thu thập 3288 Công ty niêm yết sàn chứng khoán 05 quốc gia (Mỹ, Anh, Việt Nam, Pakistan, Thái Lan) từ năm 2007 đến năm 2015, tác giả sử dụng mô hình hồi quy để xác lập mối liên hệ thực nghiệm yếu tố tài tỷ lệ nắm giữ tiền mặt yếu tố tài tỷ lệ nắm giữ tiền mặt công ty 02 trường hợp: (1) xem xét ảnh hưởng yếu tố tài đến định nắm giữu tiền mặt (2) xem xét thêm ảnh hưởng quốc gia đến nắm giữ tiền mặt công ty Kết nghiên cứu cho thấy ba biến độc lập: Tỷ lệ vay vốn, tỷ suất sinh lờitrên vốn chủ sở hữu quy mô công ty có tác động đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt công ty Bên cạnh đó, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt công ty khác quốc gia Tuy nhiên, nghiên cứu chưa tìm thấy mối quan hệ tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ lệ khoản tỷ lệ nắm giữ tiền mặt công ty CHƢƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Từ năm 2007 đến nay, kinh tế giới nói chung kinh tế Việt Nam nói riêng chịu ảnh hưởng không nhỏ từ khủng hoảng kinh tế toàn cầu Điều thể hiển rõ qua tiêu kinh tế lạm phát tăng nhanh, lãi suất mức cao ảnh hưởng đến tình hình sản xuất kinh doanh công ty, thu hút đầu tư giảm, thị trường chứng khoán thị trường bất động sản giảm sút Từ đó, công ty lâm vào tình trạng khó khăn chí dẫn đến giải thể, phá sản Do đó, việc nắm giữ tiền mặt công ty ngày quan tâm Tiền mặt tài sản có tính khoản cao công ty, đóng vai trò quan trọng hoạt động sản xuất, kinh doanh Ngoài việc đảm bảo toán giao dịch kinh doanh ngày, nắm giữ tiền mặt giúp công ty ứng phó với tình bất ngờ nắm bắt hội kiếm lợi nhuận tương lai Ngoài ra, nắm giữ tiền mặt giúp công ty giảm thiểu chi phí tài trợ gia tăng trường hợp công ty cần huy động nguồn vốn từ bên Tuy nhiên, việc nắm giữ tiền mặt lại tốn thêm chi phí, chi phí hội công ty đầu tư vào tài sản khoản có mức tỷ suất sinh lời thấp Kết việc nắm giữ tiền mặt có tác động đến hoạt động công ty giá trị tài sản cổ đông Chính tầm quan trọng việc nắm giữ tiền mặt nên việc xác định yếu tố tác động đến việc nắm giữ tiền mặt công ty vấn đề cần thiết cho nhà quản lý tài công ty Trên giới có nhiều nghiên cứu việc nắm giữ tiền mặt công ty Nghiên cứu thực quốc gia kết nghiên cứu tác giả không giống cho thấy nhân tố có mức độ tác động khác lên việc nắm giữ tiền mặt công ty không giống Và nước, kết nghiên cứu khác giai đoạn nghiên cứu khác Ở Việt Nam, có số tác giả nghiên cứu tác động hay ảnh hưởng nhân tố lên việc nắm giữ tiền mặt công ty Tuy nhiên, số lượng nghiên cứu hạn chế Tham khảo nghiên cứu thực nghiệm giới với lý nghiên cứu nêu trên, tác giả lựa chọn đề tài nghiên cứu “Các yếu tố tài tác động đến việc nắm giữ tiền mặt công ty đƣợc niêm yết sàn chứng khoán” làm đề tài cho luận văn nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu ngiên cứu đề tài xem xét mức độ ảnh hưởng yếu tố tài tác động đến việc đến việc nắm giữ tiền mặt công ty niêm yết sàn chứng khoán giai đoạn 2007-2015 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Trên sở mục tiêu nghiên cứu nêu trên, nghiên cứu hướng đến trả lời câu hỏi cụ thể sau: Các yếu tố tài chính: tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu, tỷ lệ khoản, tỷ lệ vốn vay quy mô công ty có ảnh hưởng đến định nắm giữ tiền mặt công ty hay không? Yếu tố quốc gia có tác động lên nắm giữ tiền mặt công ty không ? So sánh khác biệt nắm giữ tiền mặt quốc gia phát triển với quốc gia thuộc nhóm nước phát triển 1.4 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tƣợng nghiên cứu Kiểm định yếu tố tài định việc nắm giữ tiền mặt công ty nhóm nước phát triển (Việt Nam, Thái Lan, Pakistan) nhóm nước phát triển (Mỹ, Anh) giai đoạn từ 2007-2015 thông qua phân tích yếu tố: Tỷ số tiền mặt, tỷ lệ chi trả cổ tức, tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu, tỷ lệ khoản, tỷ lệ vốn vay quy mô công công ty phi tài niêm yết sàn chúng khoán 05 nước Việt Nam, Thái Lan, Pakistan, Mỹ, Anh Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm 2006b.year dropped due to collinearity 2015.year dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 38 Wald chi2(13) = 226.01 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err z P>|z| = = = = = 3787 541 7.00 cash Coef [95% Conf Interval] lev dpo roe liq size -.3791052 -.0151633 -.0000397 0014435 0689867 0957276 0020057 0004067 0001725 0248002 -3.96 -7.56 -0.10 8.37 2.78 0.000 0.000 0.922 0.000 0.005 -.5667279 -.0190945 -.0008368 0011055 0203792 -.1914825 -.0112322 0007574 0017816 1175943 year 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 321.9043 059119 0798364 0488302 0381231 0164365 0077659 -.0125473 343.2312 0350012 0375529 0369155 0346076 0298941 0345025 0227395 0.94 1.69 2.13 1.32 1.10 0.55 0.23 -0.55 0.348 0.091 0.034 0.186 0.271 0.582 0.822 0.581 -350.8164 -.0094821 006234 -.0235229 -.0297065 -.042155 -.0598577 -.057116 994.6251 12772 1534388 1211834 1059526 0750279 0753895 0320213 _cons -1.331992 5343885 -2.49 0.013 -2.379374 -.2846094 Instruments for first differences equation Standard D.(L.dpo L.size L.liq) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).liq Instruments for levels equation Standard L.dpo L.size L.liq _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.090 0.343 Prob > chi2 = 1.000 Prob > chi2 = 0.113 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.dpo L.size L.liq) Hansen test excluding group: chi2(21) = 29.51 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 3.08 Prob > chi2 = 0.102 0.380 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(24) = 0.05 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(24) = 32.59 weakened by many instruments.) -1.70 0.95 Pakistan Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 768 96 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.0281 between = 0.0004 overall = 0.0012 corr(u_i, Xb) Std Err Coef lev dpo roe liq size _cons 0000723 0000492 5.00e-06 0186068 -.0006552 0168424 0009508 0001487 0000363 0044097 0004546 0106216 sigma_u sigma_e rho 03488356 03047499 56714656 (fraction of variance due to u_i) F(95, 667) = t P>|t| = = cash F test that all u_i=0: F(5,667) Prob > F = -0.2715 0.08 0.33 0.14 4.22 -1.44 1.59 9.70 0.939 0.741 0.891 0.000 0.150 0.113 3.86 0.0019 [95% Conf Interval] -.0017947 -.0002428 -.0000663 0099482 -.0015478 -.0040134 0019392 0003412 0000763 0272655 0002375 0376982 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 768 96 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.0280 between = 0.0003 overall = 0.0013 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) cash Coef Std Err z lev dpo roe liq size _cons 0000924 0000232 -8.22e-07 0130003 -.0003994 013767 000944 0001256 0000353 0037498 000422 0105042 sigma_u sigma_e rho 03234771 03047499 52978316 (fraction of variance due to u_i) 0.10 0.19 -0.02 3.47 -0.95 1.31 P>|z| 0.922 0.853 0.981 0.001 0.344 0.190 = = 12.90 0.0243 [95% Conf Interval] -.0017578 -.0002229 -.00007 0056508 -.0012265 -.0068209 0019425 0002694 0000684 0203498 0004276 0343548 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 36 Wald chi2(5) = 3.39 Prob > chi2 = 0.640 cash Coef lev dpo roe liq size _cons -.0806808 -.0000811 0000765 -.0291637 -.0029973 1468604 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .0618778 0001585 0000879 0172818 0067303 1586086 z -1.30 -0.51 0.87 -1.69 -0.45 0.93 P>|z| 0.192 0.609 0.384 0.091 0.656 0.354 = = = = = 576 96 6.00 [95% Conf Interval] -.2019591 -.0003918 -.0000959 -.0630354 -.0161885 -.1640068 0405974 0002297 0002489 004708 0101939 4577277 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).liq Instruments for levels equation Standard L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq _cons 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(30) = 0.96 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(30) = 5.96 weakened by many instruments.) -2.14 0.94 Pr > z = Pr > z = 0.033 0.346 Prob > chi2 = 1.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: gmm(liq, eq(diff) lag(3 )) Hansen test excluding group: chi2(0) = 0.00 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(30) = 5.96 Prob > iv(L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq) Hansen test excluding group: chi2(25) = 5.09 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 0.87 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 0.972 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm 2005b.year dropped due to collinearity 2006.year dropped due to collinearity 2015.year dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 36 Wald chi2(13) = 10.26 Prob > chi2 = 0.673 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err z P>|z| = = = = = 576 96 6.00 cash Coef [95% Conf Interval] lev dpo roe liq size -.061393 -.0000395 0000772 -.0226312 -.0006071 0537056 0001402 000088 0173254 0061964 -1.14 -0.28 0.88 -1.31 -0.10 0.253 0.778 0.381 0.191 0.922 -.1666539 -.0003142 -.0000953 -.0565884 -.0127518 043868 0002353 0002496 011326 0115376 year 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 -.0010789 0290953 -.0036571 -.0033297 -.0069545 -.0081196 -.0042106 -.0057078 0118743 0274896 0087859 0083463 0081573 0076506 0057751 0067479 -0.09 1.06 -0.42 -0.40 -0.85 -1.06 -0.73 -0.85 0.928 0.290 0.677 0.690 0.394 0.289 0.466 0.398 -.024352 -.0247833 -.0208772 -.0196881 -.0229424 -.0231145 -.0155296 -.0189334 0221943 0829739 013563 0130288 0090335 0068753 0071083 0075178 _cons 0783413 1443482 0.54 0.587 -.2045759 3612586 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/10).liq Instruments for levels equation Standard L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.031 0.369 Prob > chi2 = 1.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L2.dpo D.roe L2.lev L.dpo L2.liq) Hansen test excluding group: chi2(17) = 3.72 Prob > chi2 = 1.000 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(22) = 0.91 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(22) = 4.68 weakened by many instruments.) -2.15 0.90 US Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 15962 1994 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 16 within = 0.1358 between = 0.0013 overall = 0.0281 corr(u_i, Xb) F(5,13963) Prob > F = -0.2102 cash Coef lev dpo roe liq size _cons 0078235 0022116 -4.26e-06 0153291 0050932 -.0439871 0023497 0018693 3.01e-06 0006894 0001605 0029862 sigma_u sigma_e rho 10055346 07302091 65472801 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t 3.33 1.18 -1.41 22.24 31.73 -14.73 F(1993, 13963) = P>|t| = = 0.001 0.237 0.157 0.000 0.000 0.000 439.01 0.0000 [95% Conf Interval] 0032177 -.0014526 -.0000102 0139779 0047785 -.0498406 13.65 0124292 0058758 1.65e-06 0166804 0054079 -.0381337 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 15962 1994 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 16 within = 0.1342 between = 0.0054 overall = 0.0359 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) cash Coef Std Err z lev dpo roe liq size _cons 0066955 0007179 -5.61e-06 0168326 0042575 -.0274835 0023006 0017057 3.03e-06 0006568 0001542 0034956 sigma_u sigma_e rho 08814849 07302091 59304169 (fraction of variance due to u_i) 2.91 0.42 -1.85 25.63 27.61 -7.86 P>|z| 0.004 0.674 0.064 0.000 0.000 0.000 = = 2012.36 0.0000 [95% Conf Interval] 0021865 -.0026253 -.0000115 0155453 0039553 -.0343348 0112046 0040611 3.24e-07 01812 0045597 -.0206322 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step esti > mation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 21 Wald chi2(5) = 130.52 Prob > chi2 = 0.000 cash Coef lev dpo roe liq size _cons -.1923717 -.5429907 0000482 0124984 0014822 163138 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err .0512513 4852108 0000206 0032574 0061351 1209548 z -3.75 -1.12 2.35 3.84 0.24 1.35 P>|z| 0.000 0.263 0.019 0.000 0.809 0.177 = = = = = 11974 1994 6.01 14 [95% Conf Interval] -.2928224 -1.493986 7.93e-06 006114 -.0105424 -.0739291 -.091921 408005 0000886 0188828 0135068 4002052 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.liq L.roe D.liq) Instruments for levels equation Standard L2.liq L.roe D.liq _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/1).liq Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.070 0.111 Prob > chi2 = 0.245 Prob > chi2 = 0.715 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L2.liq L.roe D.liq) Hansen test excluding group: chi2(12) = 10.40 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.11 Prob > chi2 = 0.581 0.774 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(15) = 18.35 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(15) = 11.51 weakened by many instruments.) -1.81 -1.60 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm 1999b.year dropped due to collinearity 2000.year dropped due to collinearity 2001.year dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 29 Wald chi2(19) = 482.41 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err z P>|z| = = = = = 11974 1994 6.01 14 cash Coef [95% Conf Interval] lev dpo roe liq size 0681531 -.6333854 0000661 0174525 0076288 1730286 5676043 0000231 0055024 0070662 0.39 -1.12 2.86 3.17 1.08 0.694 0.264 0.004 0.002 0.280 -.2709768 -1.745869 0000209 0066679 -.0062207 407283 4790987 0001113 0282371 0214783 year 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 0 0 18.18059 18.2857 18.32544 18.32152 18.35967 18.37387 18.24862 18.30943 18.40071 (omitted) (omitted) (omitted) (omitted) (omitted) 38.55527 38.61904 38.64896 38.63931 38.64986 38.63122 38.63236 38.63821 38.64693 0.47 0.47 0.47 0.47 0.48 0.48 0.47 0.47 0.48 0.637 0.636 0.635 0.635 0.635 0.634 0.637 0.636 0.634 -57.38635 -57.40624 -57.42512 -57.41014 -57.39267 -57.34192 -57.46942 -57.42008 -57.34588 93.74754 93.97763 94.076 94.05318 94.11201 94.08967 93.96665 94.03894 94.14731 _cons -18.43859 38.58845 -0.48 0.633 -94.07056 57.19338 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.liq L.roe D.size) Instruments for levels equation Standard L2.liq L.roe D.size _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/2).liq Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 17.66 (Not robust, but not weakened by many instruments.) -2.13 -1.73 Pr > z = Pr > z = 0.033 0.084 Prob > chi2 = 0.039 UK Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 2800 350 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.0506 between = 0.0020 overall = 0.0116 corr(u_i, Xb) Std Err t Coef lev dpo roe liq size _cons -.021859 -.0049806 -6.66e-06 -3.83e-06 0035396 -.0138666 0070922 0039923 6.91e-06 0000299 0003527 0053577 sigma_u sigma_e rho 07139233 04996343 67123988 (fraction of variance due to u_i) -3.08 -1.25 -0.96 -0.13 10.04 -2.59 F(349, 2445) = P>|t| = = cash F test that all u_i=0: F(5,2445) Prob > F = -0.1152 0.002 0.212 0.335 0.898 0.000 0.010 16.02 26.09 0.0000 [95% Conf Interval] -.0357663 -.0128093 -.0000202 -.0000625 002848 -.0243727 -.0079517 0028481 6.88e-06 0000549 0042311 -.0033606 Prob > F = 0.0000 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 2800 350 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 within = 0.0505 between = 0.0025 overall = 0.0123 corr(u_i, X) Wald chi2(5) Prob > chi2 = (assumed) cash Coef Std Err z lev dpo roe liq size _cons -.0222014 -.0064733 -5.96e-06 -5.48e-06 0033301 -.0091866 0064867 0038182 6.86e-06 0000298 0003283 0062871 sigma_u sigma_e rho 06842654 04996343 65224884 (fraction of variance due to u_i) -3.42 -1.70 -0.87 -0.18 10.14 -1.46 P>|z| 0.001 0.090 0.385 0.854 0.000 0.144 = = 124.23 0.0000 [95% Conf Interval] -.0349151 -.0139569 -.0000194 -.0000639 0026867 -.0215091 -.0094877 0010103 7.48e-06 000053 0039735 003136 *All Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 26306 3287 R-sq: Obs per group: = avg = max = 8.0 16 within = 0.0631 between = 0.0175 overall = 0.0290 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) cash Coef lev dpo roe liq size dvn dtl dpa dus duk _cons -.0013396 001332 -.005624 0001281 0033554 -.0221346 002525 -.0543405 0323286 -.0224882 sigma_u sigma_e rho 07925341 07008596 56115626 Std Err .0014407 0001647 0027328 0000392 0001021 0066314 0057309 0096847 0048396 (omitted) 0048587 z P>|z| = = 1497.08 0.0000 [95% Conf Interval] -0.93 8.09 -2.06 3.26 32.86 -3.34 0.44 -5.61 6.68 0.352 0.000 0.040 0.001 0.000 0.001 0.660 0.000 0.000 -.0041633 0010093 -.0109801 0000512 0031553 -.0351319 -.0087074 -.0733221 0228432 0014842 0016548 -.0002678 000205 0035556 -.0091373 0137573 -.035359 0418139 -4.63 0.000 -.0320111 -.0129653 (fraction of variance due to u_i) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 30 Wald chi2(9) = 23.00 Prob > chi2 = 0.006 cash Coef lev dpo roe liq size dvn dtl dus duk _cons -.5512608 -.0020868 -1.115783 0000311 0111555 -.8970602 -1.707418 -.3504042 -2.20492 9524334 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Corrected Std Err .1375849 0019175 509093 0001128 00314 5031996 952842 4723309 2.201198 5081763 z -4.01 -1.09 -2.19 0.28 3.55 -1.78 -1.79 -0.74 -1.00 1.87 P>|z| 0.000 0.276 0.028 0.783 0.000 0.075 0.073 0.458 0.316 0.061 = = = = = 19732 3287 6.00 14 [95% Conf Interval] -.8209222 -.005845 -2.113587 -.0001901 0050013 -1.883313 -3.574954 -1.276156 -6.519189 -.0435738 -.2815994 0016715 -.1179791 0002522 0173098 0891929 1601179 5753472 2.10935 1.948441 Instruments for orthogonal deviations equation Standard FOD.(L2.dpo L2.size L.roe L2.dvn L2.lev dpo) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/1).(liq dvn) Instruments for levels equation Standard L2.dpo L2.size L.roe L2.dvn L2.lev dpo _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.063 0.609 Prob > chi2 = 0.979 Prob > chi2 = 0.429 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L2.dpo L2.size L.roe L2.dvn L2.lev dpo) Hansen test excluding group: chi2(14) = 19.40 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 1.07 Prob > chi2 = 0.150 0.983 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(20) = 9.32 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(20) = 20.46 weakened by many instruments.) -1.86 0.51 Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 71 Wald chi2(5) = 11.81 Prob > chi2 = 0.037 cash Coef lev dpo roe liq size _cons -.0367457 -.0297224 0000104 -.0000158 0034665 -.0009867 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .0202821 0134587 0000146 7.89e-06 0015169 0219134 z -1.81 -2.21 0.71 -2.00 2.29 -0.05 P>|z| 0.070 0.027 0.476 0.045 0.022 0.964 = = = = = 2100 350 6.00 [95% Conf Interval] -.076498 -.0561009 -.0000182 -.0000312 0004935 -.0439361 0030066 -.0033439 000039 -3.17e-07 0064396 0419627 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/8).(lev roe) Instruments for levels equation Standard L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev _cons 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(65) = 225.95 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(65) = 70.02 weakened by many instruments.) -2.68 0.28 Pr > z = Pr > z = 0.007 0.781 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.313 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: gmm(lev roe, eq(diff) lag(1 )) Hansen test excluding group: chi2(1) = 0.11 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(64) = 69.91 Prob > iv(L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev) Hansen test excluding group: chi2(59) = 67.29 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 2.73 Prob > chi2 = chi2 = 0.743 0.286 chi2 = chi2 = 0.214 0.842 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed > , perm 2007b.year dropped due to collinearity 2008.year dropped due to collinearity 2015.year dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 71 Wald chi2(11) = 18.17 Prob > chi2 = 0.078 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err z P>|z| = = = = = 2100 350 6.00 cash Coef [95% Conf Interval] lev dpo roe liq size -.0362118 -.0298954 0000101 -.000016 0034293 0210767 0139654 0000144 7.87e-06 0015752 -1.72 -2.14 0.70 -2.03 2.18 0.086 0.032 0.484 0.043 0.029 -.0775214 -.057267 -.0000182 -.0000314 0003419 0050978 -.0025237 0000384 -5.26e-07 0065168 year 2009 2010 2011 2012 2013 2014 -.0064498 -.0056106 -.0062861 -.0058603 -.0096117 -.0070564 0057755 0051535 0050249 0046363 0044418 00376 -1.12 -1.09 -1.25 -1.26 -2.16 -1.88 0.264 0.276 0.211 0.206 0.030 0.061 -.0177696 -.0157114 -.0161348 -.0149473 -.0183176 -.0144259 0048699 0044901 0035626 0032267 -.0009059 0003131 _cons 0058717 0233946 0.25 0.802 -.039981 0517243 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/8).(lev roe) Instruments for levels equation Standard L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.007 0.789 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.190 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L2.dpo L.roe D.size L2.lev D.liq D2.lev) Hansen test excluding group: chi2(53) = 64.31 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 4.00 Prob > chi2 = 0.137 0.677 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(59) = 220.22 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(59) = 68.31 weakened by many instruments.) -2.68 0.27 ... TẾ TP HỒ CHÍ MINH LÊ THỊ HUYỀN ANH CÁC YẾU TỐ TÀI CHÍNH TÁC ĐỘNG ĐẾN VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC CÔNG TY ĐƢỢC NIÊM YẾT TRÊN CÁC SÀN CHỨNG KHOÁN Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN... văn thạc sĩ Các yếu tố tài tác động đến việc nắm giữ tiền mặt công ty đƣợc niêm yết sàn chứng khoán công trình nghiên cứu riêng Các kết nghiên cứu Luận văn trung thực chưa công bố công trình... hưởng yếu tố tài tác động đến việc đến việc nắm giữ tiền mặt công ty niêm yết sàn chứng khoán giai đoạn 2007-2015 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Trên sở mục tiêu nghiên cứu nêu trên, nghiên cứu hướng đến