Ảnh hưởng của dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các công ty việt nam trong điều kiện hạn chế tài chính

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ NHUNG ẢNH HƯỞNG CỦA DÒNG TIỀN ĐẾN VIỆC GIA TĂNG NGUỒN TÀI TRỢ BÊN NGỒI CỦA CÁC CƠNG TY VIỆT NAM TRONG ĐIỀU KIỆN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh - Năm 2016 GI O Ụ V TRƢỜNG OT O I HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ NHUNG ẢNH HƢỞNG CỦA DỊNG TIỀN ẾN VIỆ GIA TĂNG NGUỒN TÀI TRỢ BÊN NGOÀI CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM TRONG IỀU KIỆN H N CHẾ TÀI CHÍNH Chun ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN TH SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN Tp Hồ Chí Minh - Năm 2016 LỜI AM OAN Trong trình thực Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Ảnh hưởng dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty Việt Nam điều kiện hạn chế tài chính”, tơi vận dụng kiến thức với trao đổi, hướng dẫn, góp ý Giáo viên hướng dẫn để thực đề tài Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu độc lập tôi, số liệu kết Luận văn hồn tồn trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Các kết Luận văn chưa công bố cơng trình nghiên cứu Luận văn thực hướng dẫn TS Nguyễn Thị Uyên Uyên TP Hồ Chí Minh, ngày 31tháng 10 năm 2016 Người thực Luận văn Nguyễn Thị Nhung MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI AM OAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TÓM TẮT HƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài HƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚ ÂY 2.1 Các quan điểm thước đo hạn chế tài 2.2 Các chứng thực nghiệm ảnh hưởng dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên cơng ty điều kiện hạn chế tài 15 HƢƠNG 3: PHƢƠNG PH P NGHIÊN ỨU 27 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 27 3.2 Phương pháp nghiên cứu 29 3.2.1 Giả thuyết, mơ hình nghiên cứu mô tả biến 29 3.2.1.1 Giả thuyết mô hình nghiên cứu 30 3.2.1.2 Giả thuyết mơ hình nghiên cứu 38 3.2.1.3 Giả thuyết mơ hình nghiên cứu 40 3.2.2 Phương pháp kiểm định cách thức thực 43 3.2.2.1 Phương pháp kiểm định 43 3.2.2.2 Cách thức thực 44 HƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 48 4.1 Thống kê mô tả 48 4.2 Kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu 58 4.2.1 Kết kiểm định giả thuyết 58 4.2.1.1 Mơ hình sở 58 4.2.1.2 Mơ hình mở rộng 62 4.2.2 Kết kiểm định giả thuyết 66 4.2.3 Kết kiểm định giả thuyết 70 HƢƠNG 5: KẾT LUẬN 74 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1: Tổng hợp kết nghiên cứu 22 Bảng 3.1: Mô tả kỳ vọng biến giả thuyết 37 Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến giả thuyết 40 Bảng 3.3: Mô tả kỳ vọng biến giả thuyết 42 Bảng 3.4: Bảng tổng hợp mô tả biến 42 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến nghiên cứu 49 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan biến nghiên cứu nhóm cơng ty niêm yết 53 Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan biến nghiên cứu nhóm cơng ty chưa niêm yết 55 Bảng 4.4a: Kết phân tích VIF công ty niêm yết 57 Bảng 4.4b: Kết phân tích VIF công ty chưa niêm yết 57 Bảng 4.5: Kết hồi quy mơ hình cho hai nhóm cơng ty niêm yết cơng ty chưa niêm yết 59 Bảng 4.6: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc EXTFIN_DE 63 Bảng 4.7: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc EXTFIN_DE 67 Bảng 4.8: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc EXTFIN_DE 71 Bảng 5.1: Tổng hợp kết nghiên cứu 76 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT CTL : Có tính lãi FEM : Fix Effect Model GMM : Generalized Method of Moments GTSS : Giá trị sổ sách HOSE : Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HTK : Hàng tồn kho OTC : Thị trường chứng khoán phi tập trung REM : Random Effect Model TN : Thu nhập TSCĐ : Tài sản cố định UPCOM : Thị trường chứng khốn cơng ty đại chúng chưa niêm yết VĐTCSH : Vốn đầu tư chủ sở hữu VIF : Variance Inflation Factor VN : Việt Nam TĨM TẮT Thơng qua liệu 793 cơng ty phi tài chính, bao gồm 535 cơng ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán HNX, Sở giao dịch chứng khốn HSX 258 cơng ty chưa niêm yết sàn UPCOM, OTC từ năm 2005 đến năm 2015, nghiên cứu sử dụng phương pháp FEM (Fix Effect Model) GMM (Generalized Method of Moments) để thực mơ hình ước lượng hồi quy với liệu bảng không cân (unbalanced panel data) phần mềm Stata 12, nhằm kiểm định ảnh hưởng dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty Việt Nam điều kiện hạn chế tài Khác với nghiên cứu trước đây, nghiên cứu vào tiêu chí thị trường để phân loại công ty niêm yết vào nhóm cơng ty khơng bị hạn chế tài cơng ty chưa niêm yết vào nhóm cơng ty bị hạn chế tài Kết nghiên cứu cho thấy, dịng tiền có ảnh hưởng đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty Việt Nam ảnh hưởng thể rõ công ty niêm yết so với công ty chưa niêm yết nguồn tài trợ bên ngồi cơng ty sử dụng từ nợ vay, phát hành vốn cổ phần hay từ hai nguồn Cụ thể, thiếu hụt dòng tiền đem đến gia tăng nhu cầu nguồn tài trợ bên công ty niêm yết với lợi thông tin công khai, minh bạch dễ dàng việc tiếp cận với thị trường vốn so với công ty chưa niêm yết Thứ hai, việc đầu tư vào tài sản hữu hình nhiều giúp cho công ty Việt Nam dễ dàng việc gia tăng nguồn tài trợ bên đặc biệt nguồn tài trợ nợ xảy thiếu hụt dòng tiền lẽ tài sản hữu hình sử dụng làm tài sản chấp công ty vay nợ Thứ ba, kết nghiên cứu trưng chứng cho thấy, công ty niêm yết lẫn công ty chưa niêm yết gặp khó khăn việc tiếp cận với thị trường vốn để gia tăng nguồn tài trợ bên giai đoạn kinh tế phải đối mặt với khủng hoảng tài chính, nguyên nhân khủng hoảng tài làm trầm trọng vấn đề hạn chế tài cơng ty Thông qua kết phát từ nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng kết nghiên cứu góp phần giúp nhà quản trị tài cơng ty Việt Nam nhận thức tầm quan trọng định tài trợ, linh hoạt việc thực định tài trợ định đầu tư, để từ góp phần giúp cơng ty hoạt động hiệu điều kiện thị trường cạnh tranh đầy bất ổn Từ khố: dịng tiền (Cashflow), nguồn tài trợ bên ngồi (External resources), hạn chế tài (Financial constraints) HƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu đề tài Trong việc hoạch định chiến lược tài doanh nghiệp, định tài trợ định trọng yếu mà thiếu định doanh nghiệp thực định đầu tư Quyết định tài trợ thực giúp doanh nghiệp đảm bảo nguồn vốn hoạt động, giúp doanh nghiệp tối đa hóa giá trị cơng ty Theo thuyết trật tự phân hạng, hoạch định cấu trúc vốn, doanh nghiệp ưu tiên lựa chọn nguồn tài trợ nội đến từ lợi nhuận giữ lại, nguồn tài trợ từ nợ vay cuối nguồn tài trợ từ phát hành vốn cổ phần (Myers, 1984; Myers Majluf, 1984) Do mà doanh nghiệp có nguồn vốn nội hữu hạn phải tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi, khơng phải lúc doanh nghiệp huy động nguồn tài trợ bên ngồi có nhu cầu việc huy động phụ thuộc vào nhiều yếu tố khả tiếp cận với nguồn vốn bên doanh nghiệp khác Trong năm gần đây, giới có nhiều nghiên cứu trưng chứng cho thấy, xảy biến động dòng tiền ảnh hưởng đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty Frank Goyal (2008) cho rằng, tồn tình trạng bất cân xứng thơng tin nên cơng ty có xu hướng sử dụng cấu trúc vốn thiên sử dụng nợ vay có dư thừa dịng tiền ngược lại Trong khi, Almeida Campello (2010) lại đưa chứng cho thấy, công ty gia tăng sử dụng nguồn tài trợ bên xảy thiếu hụt dòng tiền ngược lại giảm sử dụng nguồn tài trợ bên ngồi có gia tăng dòng tiền đặc biệt cơng ty khơng phải đối mặt với tình trạng hạn chế tài Gracia Francisco (2014) lại trưng chứng cho thấy, lợi nhuận giữ lại trích từ dịng tiền hoạt động khơng đủ để tài trợ cho việc thực định đầu tư, cơng ty có xu hướng gia tăng nguồn tài trợ bên đặc biệt điều kiện công ty niêm yết hay chưa Cụ thể, Gracia XVIII Phụ lục 3B: Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến (Bảng 4.4b) reg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW CASH COLLATERAL LEVERAGE Source SS df MS Model Residual 014050237 670829196 1500 002341706 000447219 Total 684879434 1506 000454767 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW CASH COLLATERAL LEVERAGE _cons 001828 0028549 -.0003639 0074289 00174 -.0002723 -.0458037 Std Err .0005312 0008759 0017817 0061267 0027733 0039061 014317 vif Variable VIF 1/VIF LEVERAGE CASH COLLATERAL SIZE CASH_FLOW GROWTH 1.68 1.58 1.54 1.34 1.03 1.02 0.596730 0.634206 0.648024 0.744896 0.968086 0.978402 Mean VIF 1.37 t 3.44 3.26 -0.20 1.21 0.63 -0.07 -3.20 Number of obs F( 6, 1500) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.001 0.838 0.225 0.530 0.944 0.001 = = = = = = 1507 5.24 0.0000 0.0205 0.0166 02115 [95% Conf Interval] 0007861 0011368 -.0038588 -.0045888 -.0037 -.0079343 -.0738871 0028698 0045731 0031309 0194467 00718 0073897 -.0177203 XIX Phụ lục 4B: Kết hồi quy mơ hình (1) (Bảng 4.5) Kết kiểm định Hausman với biến phụ thuộc EXTFIN_D hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re 0552156 0277961 -.1223808 SIZE GROWTH CASH_FLOW (b-B) Difference 0190136 0279735 -.0317547 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .036202 -.0001774 -.090626 0111789 0028413 0275626 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.12 Prob>chi2 = 0.0000 Kết hồi quy mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_D mơ hình tác động cố định (FEM) xtreg EXTFIN_D SIZE GROWTH CASH_FLOW , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 1507 257 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.9 10 within = 0.0598 between = 0.1578 overall = 0.0540 corr(u_i, Xb) F(3,1247) Prob > F = -0.7146 EXTFIN_D Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW _cons 0552156 0277961 -.1223808 -1.418094 0115267 0060149 0295978 3015753 sigma_u sigma_e rho 07507283 1293036 25210655 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: estimates store fe Std Err t 4.79 4.62 -4.13 -4.70 F(256, 1247) = P>|t| = = 0.000 0.000 0.000 0.000 0.91 26.44 0.0000 [95% Conf Interval] 0326018 0159957 -.1804478 -2.009745 0778294 0395965 -.0643137 -.8264431 Prob > F = 0.8354 XX Kết kiểm định Hausman với biến phụ thuộc EXTFIN_E hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re SIZE GROWTH CASH_FLOW -.0106572 0148226 -.0270195 (b-B) Difference -.0012617 01686 -.0048372 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0093955 -.0020374 -.0221823 0045835 0011035 0112795 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.88 Prob>chi2 = 0.0486 Kết hồi quy mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_E mơ hình tác động cố định (FEM) xtreg EXTFIN_E SIZE GROWTH CASH_FLOW , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 1507 257 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.9 10 within = 0.0406 between = 0.0089 overall = 0.0186 corr(u_i, Xb) F(3,1247) Prob > F = -0.3699 EXTFIN_E Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW _cons -.0106572 0148226 -.0270195 2999386 0047329 0024698 0121531 1238292 sigma_u sigma_e rho 02599689 05309308 19338878 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: estimates store fe Std Err t -2.25 6.00 -2.22 2.42 F(256, 1247) = P>|t| = = 0.025 0.000 0.026 0.016 1.08 17.60 0.0000 [95% Conf Interval] -.0199426 0099773 -.0508622 057002 -.0013718 019668 -.0031767 5428751 Prob > F = 0.1983 XXI Kết kiểm định Hausman với biến phụ thuộc EXTFIN_DE hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re SIZE GROWTH CASH_FLOW 0049447 0020433 -.0134107 (b-B) Difference 0018798 0028524 -.0008645 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0030648 -.0008092 -.0125462 0017854 000415 0043689 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.09 Prob>chi2 = 0.0028 Kết hồi quy mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE mơ hình tác động cố định (FEM) xtreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 1507 257 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.9 10 within = 0.0202 between = 0.0338 overall = 0.0124 corr(u_i, Xb) F(3,1247) Prob > F = -0.4998 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW _cons 0049447 0020433 -.0134107 -.1238401 0018526 0009667 0047571 0484706 sigma_u sigma_e rho 01116222 02078227 22389141 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: estimates store fe Std Err t 2.67 2.11 -2.82 -2.55 F(256, 1247) = P>|t| = = 0.008 0.035 0.005 0.011 1.20 8.56 0.0000 [95% Conf Interval] 0013101 0001467 -.0227435 -.218933 0085793 0039399 -.0040778 -.0287472 Prob > F = 0.0239 XXII Phụ lục 5B: Kết kiểm định tượng nội sinh Biến CASHt-1 ivregress gmm EXTFIN_DE (L1.CASH = SIZE GROWTH CASH_FLOW) Instrumental variables (GMM) regression Number of obs Wald chi2(1) Prob > chi2 R-squared Root MSE GMM weight matrix: Robust Robust Std Err P>|z| 1260 5.30 0.0213 02113 EXTFIN_DE Coef CASH L1 -.050399 0218832 -2.30 0.021 -.0932892 -.0075088 _cons 0081596 0021672 3.76 0.000 0039119 0124074 Instrumented: Instruments: z = = = = = [95% Conf Interval] L.CASH SIZE GROWTH CASH_FLOW estat endogenous Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(1) = 7.75958 (p = 0.0053) Biến COLLATERALt-1 ivregress gmm EXTFIN_DE (L1 COLLATERAL = SIZE GROWTH CASH_FLOW) Instrumental variables (GMM) regression Number of obs Wald chi2(1) Prob > chi2 R-squared Root MSE GMM weight matrix: Robust Robust Std Err EXTFIN_DE Coef COLLATERAL L1 .0177454 0055746 _cons -.0063847 0031191 Instrumented: Instruments: z [95% Conf Interval] 3.18 0.001 0068194 0286714 -2.05 0.041 -.0124979 -.0002714 estat endogenous Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous 12.1998 1260 10.13 0.0015 0206 P>|z| L.COLLATERAL SIZE GROWTH CASH_FLOW GMM C statistic chi2(1) = = = = = = (p = 0.0005) XXIII Biến LEVERAGEt-1 ivregress gmm EXTFIN_DE (L1.LEVERAGE = SIZE GROWTH CASH_FLOW) Instrumental variables (GMM) regression Number of obs Wald chi2(1) Prob > chi2 R-squared Root MSE GMM weight matrix: Robust Robust Std Err P>|z| 1260 0.40 0.5273 02041 EXTFIN_DE Coef LEVERAGE L1 .0170687 0269996 0.63 0.527 -.0358496 069987 _cons -.0099527 0209429 -0.48 0.635 -.0510001 0310947 Instrumented: Instruments: z = = = = = L.LEVERAGE SIZE GROWTH CASH_FLOW estat endogenous Test of endogeneity (orthogonality conditions) Ho: variables are exogenous GMM C statistic chi2(1) = 48521 (p = 0.4861) [95% Conf Interval] XXIV Phụ lục 6B: Kết hồi quy mơ hình (2) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE (Bảng 4.6) xtivreg2 EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW (L1.CASH L1.COLLATERAL L1.LEVERAGE=L2.CASH L2.COLLATERAL L2.LEVERAGE L3.CASH L3.COLLATERAL L3.LEVER > AGE L4.CASH L4.COLLATERAL L4.LEVERAGE L5.CASH L5.COLLATERAL L5.LEVERAGE L6.CASH L6.COLLATERAL L6.LEVERAGE) , fe endog(L1.CASH L1.COLLATERAL > L1.LEVERAGE) robust small Total (centered) SS Total (uncentered) SS Residual SS = = = Number of obs F( 6, 52) Prob > F Centered R2 Uncentered R2 Root MSE 018411622 018411622 0157501168 Robust Std Err t P>|t| = = = = = = 91 3.23 0.0089 0.1446 0.1446 0174 EXTFIN_DE Coef [95% Conf Interval] CASH L1 .0353499 0788405 0.45 0.656 -.1228551 1935549 COLLATERAL L1 .08252 0605981 1.36 0.179 -.039079 204119 LEVERAGE L1 .106317 0583421 1.82 0.074 -.0107551 223389 SIZE GROWTH CASH_FLOW -.0071744 -.0100735 -.0979679 0120767 0111984 0360941 -0.59 -0.90 -2.71 0.555 0.373 0.009 -.0314081 -.0325447 -.170396 0170593 0123978 -.0255399 Underidentification test (Kleibergen-Paap rk LM statistic): Chi-sq(13) P-val = Weak identification test (Cragg-Donald Wald F statistic): (Kleibergen-Paap rk Wald F statistic): Stock-Yogo weak ID test critical values: 5% maximal IV relative bias 10% maximal IV relative bias 20% maximal IV relative bias 30% maximal IV relative bias Source: Stock-Yogo (2005) Reproduced by permission NB: Critical values are for Cragg-Donald F statistic and i.i.d errors Hansen J statistic (overidentification test of all instruments): Chi-sq(12) P-val = -endog- option: Endogeneity test of endogenous regressors: Chi-sq(3) P-val = Regressors tested: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE 8.463 0.8122 0.516 0.948 18.73 10.33 5.94 4.37 13.059 0.3648 1.177 0.7586 Instrumented: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE Included instruments: SIZE GROWTH CASH_FLOW Excluded instruments: L2.CASH L2.COLLATERAL L2.LEVERAGE L3.CASH L3.COLLATERAL L3.LEVERAGE L4.CASH L4.COLLATERAL L4.LEVERAGE L5.CASH L5.COLLATERAL L5.LEVERAGE L6.CASH L6.COLLATERAL L6.LEVERAGE XXV Phụ lục 7B: Kết hồi quy mơ hình (3) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE (Bảng 4.7) Kết kiểm định Hausman hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re SIZE GROWTH CASH_FLOW TANG TANGxCASH_~W 005055 0020232 -.0090514 0041939 -.008487 (b-B) Difference 0018421 0028344 -.0023378 -.0005475 0024695 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0032129 -.0008112 -.0067136 0047415 -.0109564 0017841 0004079 0044253 0012101 0034961 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 29.97 Prob>chi2 = 0.0000 Kết hồi quy mô hình (3) mơ hình tác động cố định (FEM) xtreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW TANG TANGxCASH_FLOW, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 1507 257 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.9 10 within = 0.0253 between = 0.0179 overall = 0.0102 corr(u_i, Xb) F(5,1245) Prob > F = -0.5353 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW TANG TANGxCASH_FLOW _cons 005055 0020232 -.0090514 0041939 -.008487 -.1287299 0018501 000965 0053379 0017201 005092 0484248 sigma_u sigma_e rho 01169467 02074472 24116242 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: estimates store fe Std Err F(256, 1245) = t P>|t| = = 2.73 2.10 -1.70 2.44 -1.67 -2.66 1.23 0.006 0.036 0.090 0.015 0.096 0.008 6.46 0.0000 [95% Conf Interval] 0014254 0001299 -.0195237 0008192 -.0184768 -.223733 0086846 0039165 001421 0075686 0015028 -.0337267 Prob > F = 0.0134 XXVI Phụ lục 8B: Kết hồi quy mô hình (4) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE (Bảng 4.8) Kết kiểm định Hausman hausman fe re Coefficients (b) (B) fe re 005828 0017106 -.0112675 0040835 0126213 SIZE GROWTH CASH_FLOW MAC~20082010 MACRO20082~W (b-B) Difference 0018645 0025418 0005997 0040278 0095233 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0039635 -.0008312 -.0118671 0000557 0030979 001831 000416 0043877 0006885 0023276 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 19.18 Prob>chi2 = 0.0018 Kết hồi quy mơ hình (4) mơ hình tác động cố định (FEM) xtreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW MACRO20082010 MACRO20082010xCASH_FLOW , fe Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 1507 257 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.9 10 within = 0.0273 between = 0.0419 overall = 0.0161 corr(u_i, Xb) F(5,1245) Prob > F = -0.5454 Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW MACRO20082010 MACRO20082010xCASH_FLOW _cons 005828 0017106 -.0112675 0040835 0126213 -.1477498 001896 000971 0048038 0015547 0051222 0496944 sigma_u sigma_e rho 01149308 02072331 23522717 (fraction of variance due to u_i) estimates store fe F(256, 1245) = 1.21 t 3.07 1.76 -2.35 2.63 2.46 -2.97 P>|t| 6.99 0.0000 EXTFIN_DE F test that all u_i=0: Std Err = = 0.002 0.078 0.019 0.009 0.014 0.003 [95% Conf Interval] 0021082 -.0001943 -.0206919 0010333 0025721 -.2452439 Prob > F = 0.0215 0095477 0036155 -.0018431 0071337 0226704 -.0502558 XXVII C KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT GIỮA NHĨM CƠNG TY ĐÃ NIÊM YẾT VÀ NHĨM CƠNG TY CHƯA NIÊM YẾT (CHOW TEST) Phụ lục 1C: Kết kiểm định Chow mơ hình (1) Mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_D chowreg EXTFIN_D SIZE GROWTH CASH_FLOW , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== Source SS df MS Model Residual 3.42922437 89.8082869 6073 857306093 014788126 Total 93.2375112 6077 015342687 EXTFIN_D Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW D0 _cons 0124732 012051 -.0332544 -.001474 -.3111284 ( 1) Std Err .0011641 0016655 0059311 003682 0306438 Number of obs F( 4, 6073) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 10.71 7.24 -5.61 -0.40 -10.15 0.000 0.000 0.000 0.689 0.000 = = = = = = 6078 57.97 0.0000 0.0368 0.0361 12161 [95% Conf Interval] 0101911 0087859 -.0448815 -.008692 -.371201 0147553 015316 -.0216274 005744 -.2510557 D0 = F( 1, 6073) = 0.16 Prob > F = 0.6889 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4559 = 0.1603 P-Value > F(1 , 6073) 0.6889 XXVIII Mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_E chowreg EXTFIN_E SIZE GROWTH CASH_FLOW , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== Source SS df MS Model Residual 2.10576145 30.4687687 6074 526440362 005016261 Total 32.5745302 6078 005359416 EXTFIN_E Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW D0 _cons -.0016942 0166436 -.0211716 0141164 0651196 ( 1) Std Err .0006779 00097 0034537 0021443 017844 Number of obs F( 4, 6074) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t -2.50 17.16 -6.13 6.58 3.65 = = = = = = 6079 104.95 0.0000 0.0646 0.0640 07083 P>|t| [95% Conf Interval] 0.012 0.000 0.000 0.000 0.000 -.003023 014742 -.027942 0099129 030139 -.0003653 0185453 -.0144012 01832 1001003 D0 = F( 1, 6074) = 43.34 Prob > F = 0.0000 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4560 = 43.3396 P-Value > F(1 , 6074) 0.0000 XXIX Mơ hình (1) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE chowreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== SS Source df MS Model Residual 7.81255329 128.415702 6073 1.95313832 021145349 Total 136.228255 6077 022417024 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW D0 _cons 0095418 0278897 -.0425729 0211498 -.221275 ( 1) Std Err .001392 0019916 0070923 0044028 0366432 Number of obs F( 4, 6073) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 6.85 14.00 -6.00 4.80 -6.04 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 6078 92.37 0.0000 0.0573 0.0567 14541 [95% Conf Interval] 0068129 0239854 -.0564763 0125187 -.2931086 0122706 031794 -.0286696 0297809 -.1494414 D0 = F( 1, 6073) = 23.08 Prob > F = 0.0000 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4559 = 23.0753 P-Value > F(1 , 6073) 0.0000 XXX Phụ lục 2C: Kết kiểm định Chow mơ hình (2) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE chowreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW CASH COLLATERAL LEVERAGE , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== Source SS df MS Model Residual 7.94555969 128.282695 6070 1.13507996 021133887 Total 136.228255 6077 022417024 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW CASH COLLATERAL LEVERAGE D0 _cons 0087206 0279892 -.0433874 014596 -.0016995 0246537 0283389 -.2191671 ( 1) Std Err .0014374 0019983 0071173 0199283 0103913 0100983 0058183 0373101 Number of obs F( 7, 6070) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 6.07 14.01 -6.10 0.73 -0.16 2.44 4.87 -5.87 0.000 0.000 0.000 0.464 0.870 0.015 0.000 0.000 = = = = = = 6078 53.71 0.0000 0.0583 0.0572 14537 [95% Conf Interval] 0059028 0240719 -.0573398 -.0244705 -.0220701 0048575 0169329 -.2923082 0115385 0319066 -.029435 0536625 0186712 04445 0397448 -.1460261 D0 = F( 1, 6070) = 23.72 Prob > F = 0.0000 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4559 = 23.7231 P-Value > F(1 , 6070) 0.0000 XXXI Phụ lục 3C: Kết kiểm định Chow mô hình (3) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE chowreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW TANG TANGxCASH_FLOW , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== Source SS df MS Model Residual 8.18410396 128.044151 6071 1.36401733 021091114 Total 136.228255 6077 022417024 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW TANG TANGxCASH_FLOW D0 _cons 0094683 0274861 -.0511842 -.0140153 0332262 0216803 -.2136121 ( 1) Std Err .0013905 0019915 0086829 0038265 0136876 0044111 0366687 Number of obs F( 6, 6071) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t 6.81 13.80 -5.89 -3.66 2.43 4.91 -5.83 P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.015 0.000 0.000 = = = = = = 6078 64.67 0.0000 0.0601 0.0591 14523 [95% Conf Interval] 0067424 0235822 -.0682058 -.0215167 0063936 0130331 -.2854958 0121941 0313901 -.0341626 -.006514 0600587 0303276 -.1417285 D0 = F( 1, 6071) = 24.16 Prob > F = 0.0000 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4559 = 24.1571 P-Value > F(1 , 6071) 0.0000 XXXII Phụ lục 4C: Kết kiểm định Chow mơ hình (4) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE chowreg EXTFIN_DE SIZE GROWTH CASH_FLOW MACRO20082010 MACRO20082010xCASH_FLOW , dum(1519) type(1) ============================================================================== * Structural Change Regression * ============================================================================== Source SS df MS Model Residual 9.2792992 126.948956 6071 1.54654987 020910716 Total 136.228255 6077 022417024 EXTFIN_DE Coef SIZE GROWTH CASH_FLOW MACRO20082010 MACRO20082010xCASH_FLOW D0 _cons 0104094 0260123 -.0346624 0341833 -.0076746 019455 -.2532402 ( 1) Number of obs F( 6, 6071) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Std Err .0013884 0019941 0086627 0041196 0114076 0045607 0366714 t 7.50 13.04 -4.00 8.30 -0.67 4.27 -6.91 P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.501 0.000 0.000 = = = = = = 6078 73.96 0.0000 0.0681 0.0672 14461 [95% Conf Interval] 0076876 0221033 -.0516444 0261075 -.0300376 0105144 -.3251291 D0 = F( 1, 6071) = 18.20 Prob > F = 0.0000 ============================================================================== * Structural Change Test: Y = X + D0 * ============================================================================== Ho: no Structural Change - N1: 1st Period Obs - N2: 2nd Period Obs - Chow Test = 1519 = 4559 = 18.1970 P-Value > F(1 , 6071) 0.0000 0131312 0299214 -.0176805 0422592 0146884 0283956 -.1813513 ... trạng hạn chế tài đến ảnh hưởng dịng tiền việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty Ở Việt Nam nay, nghiên cứu liên quan tới chủ đề ảnh hưởng dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty điều. .. ty gia tăng sử dụng nguồn tài trợ bên ngồi có thiếu hụt dòng tiền, ảnh hưởng thể rõ công ty không bị hạn chế tài Sự khác biệt ảnh hưởng dịng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên công ty niêm... mô, nguồn tài trợ nội nguồn tài trợ bên ngồi bổ sung cho công ty bị hạn chế tài Khủng hoảng tài làm giảm khả gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi cơng ty bị hạn chế tài cơng ty khơng bị 21 hạn chế tài