Luận văn thạc sĩ vai trò của ràng buộc tài chính đối với độ nhạy cảm tiền mặt của dòng tiền của các doanh nghiệp

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THỊ VÂN NHI VAI TRỊ 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 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THỊ VÂN NHI VAI TRỊ 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 Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS TRẦN THỊ HẢI LÝ 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 hoạt động Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập riêng theo hướng dẫn PGS.TS Trần Thị Hải Lý Các số liệu, kết nêu Luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể chưa cơng bố cơng trình khác Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội dung tính trung thực Luận văn Tp Hồ Chí Minh, ngày tháng năm Huỳnh Thị Vân Nhi MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT CHƯƠNG 1.GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 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 CHƯƠNG 2.CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 2.1 Lý thuyết nắm giữ tiền mặt 2.1.1 Lý thuyết đánh đổi tĩnh 2.1.2 Lý thuyết trật tự phân hạng 10 2.1.3 Lý thuyết đại diện 11 2.2 Động nắm giữ tiền mặt 12 2.2.1 Động giao dịch 12 2.2.2 Động phòng ngừa .13 2.2.3 Động đại diện 14 2.3 Vai trò ràng buộc tài đến độ nhạy cảm tiền mặt dòng tiền .16 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 dòng tiền .18 CHƯƠNG 3.PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .22 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 22 3.2 Đo lường biến kỳ vọng dấu 24 3.2.1 Nhu cầu nắm giữ tiền mặt .24 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 3.3 Mơ hình nghiên cứu .30 3.4 Phương pháp hồi quy 32 3.4.1 Mơ hình OLS gộp 32 3.4.2 Mơ hình ảnh hưởng cố định 33 3.4.3 Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên 33 3.4.4 Các kiểm định cần thiết 35 3.4.5 Phương pháp hồi quy FGLS 36 CHƯƠNG 4.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Thống kê mô tả 39 4.2 Ma trận tương quan .41 4.3 Kết hồi quy 46 4.3.1 Kết lựa chọn mơ hình phù hợp .46 4.3.2 Kết nghiên cứu .48 4.4 Kết kiểm định tính vững .50 4.4.1 Kết mơ hình mở rộng .50 4.4.2 Kết thay biến tính niêm yết 54 CHƯƠNG 5.KẾT LUẬN 61 5.1 Kết luận 61 5.2 Khuyến nghị 63 5.3 Hạn chế đề tài 64 5.4 Hướng nghiên cứu 65 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1 Thống kê mẫu nghiên cứu theo năm 23 Bảng 3.2 Mô tả biến số 31 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 39 Bảng 4.2 Ma trận tương quan doanh nghiệp niêm yết 44 Bảng 4.3 Ma trận tương quan doanh nghiệp phi niêm yết 45 Bảng 4.4 Kết kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp niêm yết 46 Bảng 4.5 Kết kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp phi niêm yết 47 Bảng 4.6 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết phi niêm yết 49 Bảng 4.7 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết phi niêm yết theo phương pháp ước lượng GMM 52 Bảng 4.8 Kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp quy mô nhỏ quy mô lớn 55 Bảng 4.9 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp có quy mơ lớn quy mô nhỏ 56 Bảng 4.10 Kiểm định phương sai thay đổi tự tương quan doanh nghiệp tăng trưởng cao tăng trưởng thấp 58 Bảng 4.11 Kết ước lượng ảnh hưởng dòng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp có tăng trưởng cao tăng trưởng thấp .59 TÓM TẮT Luận văn phân tích ảnh hưởng dịng tiền đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt 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 thập số liệu 333 doanh nghiệp phi tài hoạt động nhiều ngành nghề kinh doanh Việt Nam, có 72 doanh nghiệp phi niêm yết 261 doanh nghiệp niêm yết hai sàn giao dịch chứng khoán HOSE HNX, luận văn áp dụng phương pháp nghiên cứu tương tự với phương pháp tiếp cận Lopez – Gracia Sogorb – Mira (2015) dùng nghiên cứu tác giả để giải mục tiêu nghiên cứu đặt Kết mà luận văn tìm thấy cho dịng tiền cơng ty gia tăng làm gia tăng nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Đồng thời, luận văn tìm thấy chứng cho thấy doanh nghiệp đối mặt với ràng buộc tài nắm giữ tiền mặt nhiều so với doanh nghiệp không đối mặt với ràng buộc tài dịng tiền gia tăng Phát thực nghiệm không đổi sau luận văn thay đổi phương pháp ước lượng từ FLGS sang GMM thay tiêu chí ràng buộc tài tính niêm yết quy mơ tốc độ tăng trưởng công ty Kết cho thấy chứng thực nghiệm mà luận văn tìm vững Ngồi ra, biến thể đặc điểm doanh nghiệp có ảnh hưởng đáng kể đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp mẫu nghiên cứu, nhiên có khác biệt doanh nghiệp phi niêm yết doanh nghiệp niêm yết Từ khóa: Dịng tiền, Tiền mặt, Ràng buộc tài chính, Niêm yết, FGLS, GMM CHƯƠNG 1.1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI Lý chọn đề tài Trong giới tài khơng có tồn vấn đề bất cân xứng thơng tin, thuế, chi phí đại diện/chi phí giao dịch…, công ty không cần thiết phải nắm giữ tiền mặt khơng có tồn lợi ích chi phí việc nắm giữ tiền mặt Nếu nguồn tiền mặt nội công ty không đủ, cơng ty tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi khác với chi phí thấp Do đó, hành vi nắm giữ tiền mặt cơng ty không tác động đến giá trị công ty (Stiglit, 1974) tài sản cổ đông (Opler cộng sự, 2001) Tuy nhiên, thị trường thực tế lại khơng hồn hảo, việc tiếp cận với nguồn tài trợ bên công ty trở nên tốn so với nguồn tài trợ nội (Greenwald cộng sự, 1984; Myers Majluf, 1984) Vì thế, thị trường khơng hồn hảo, hành vi nắm giữ tiền mặt trở nên quan trọng có ảnh hưởng đáng kể đến định tài cơng ty tương lai Keynes (1936) bắt đầu tổng quan nghiên cứu trước có liên quan đến việc nắm giữ tiền mặt, đưa hai lợi ích việc nắm giữ tiền mặt: (1) giảm chi phí giao dịch, nắm giữ tiền mặt, doanh nghiệp tốn khoản phải trả công ty mà không cần phải bán tài sản khoản khác, khơng phát sinh chi phí giao dịch, (2) tiền mặt đệm (buffer) có vai trị giải cú sốc bất ngờ xảy tương lai Đồng thời, tồn hai lý thuyết hỗ trợ cho định nắm giữ tiền mặt công ty bao gồm lý thuyết đánh đổi (trade – off theory) lý thuyết trật tự phân hạng (pecking order theory) Đầu tiên, lý thuyết đánh đổi phát triển Miller Orr (1966) cho công ty xác định mức nắm giữ tiền mặt mục tiêu cách đánh đổi chi phí biên lợi ích biên việc nắm giữ tiền mặt Ngược với quan điểm lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng cho không tồn mức tiền mặt tối ưu nợ tối ưu công ty (Myers Majluf, 1984) Do đó, tồn vấn đề bất cân xứng thông tin, công ty ưa thích tài trợ dự án họ với tiền mặt tạo từ nguồn vốn nội bộ, sau tiếp cận với khoản vay nợ cuối vốn chủ sở hữu Hơn nữa, qua gần hai thập kỷ, nhiều nhà nghiên cứu tiến hành xem xét yếu tố định nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp, số nghiên cứu phân tích góc độ vai trò cấu trúc sở hữu, cấu trúc hội đồng quản trị doanh nghiệp (Dittmar cộng sự, 2003; Faulkender Wang, 2006; Harford, 1999; Harford cộng sự, 2008; Kim cộng sự, 1998; Martinez – Sola cộng sự, 2013; Uyar Kuzey, 2014) Ngược lại với nghiên cứu, luận văn thấy ràng buộc tài có vai trị quan trọng định đầu tư doanh nghiệp (Carpenter cộng sự, 1988; Kashyap cộng sự, 1994; Calomiris cộng sự, 1995; Alti, 2003) Cho nên ràng buộc tài ảnh hưởng động tiết kiệm tiền mặt từ dịng tiền cơng ty thu từ hoạt động doanh nghiệp (Lopez – Gracia Sogrob – Mira , 2015) Có thể thấy ràng buộc tài ảnh hưởng đáng kể đến mối quan hệ dòng tiền nhu cầu nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Tuy nhiên, nghiên cứu gần giới lẫn nước chưa thật có nhiều quan tâm đến chủ đề Do đó, cần thiết phải có nghiên cứu Việt Nam để phân tích vai trị ràng buộc tài đến mối quan hệ dịng tiền nhu cầu nắm giữ tiền mặt Đó lý tơi lựa chọn đề tài “Vai trị ràng buộc tài độ nhạy cảm tiền mặt dòng tiền doanh nghiệp phi tài hoạt động Việt Nam” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu bao gồm hai mục tiêu: Ferreira, M A., & Vilela, A S (2004) Why firms hold cash? Evidence from EMU countries European Financial Management, 10(2), 295-319 García‐Teruel, P J., & Martínez‐Solano, P (2008) On the determinants of SME cash holdings: Evidence from Spain Journal of Business Finance & Accounting, 35(1‐2), 127-149 Greenwald, B C., Stiglitz, J E., & Weiss, A (1984) Informational imperfections in the capital market and macro-economic fluctuations Grinblatt, & Titman (2004) Financial markets and corporate strategy McGraw Hill Guariglia, A., & Yang, J (2016) A balancing act: managing financial constraints and agency costs to minimize investment inefficiency in the Chinese market Journal of Corporate Finance, 36, 111-130 Han, S., & Qiu, J (2007) Corporate precautionary cash holdings Journal of Corporate Finance, 13(1), 43-57 Harford, J (1999) Corporate cash reserves and acquisitions The Journal of Finance, 54(6), 1969-1997 Jensen, M C (1986) Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers The American economic review, 76(2), 323-329 Jensen, M C., & Meckling, W H (1976) Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure Journal of financial economics, 3(4), 305-360 Kalcheva, I., & Lins, K V (2007) International evidence on cash holdings and expected managerial agency problems The Review of Financial Studies, 20(4), 1087-1112 Kashyap, A K., Lamont, O A., & Stein, J C (1994) Credit conditions and the cyclical behavior of inventories The Quarterly Journal of Economics, 109(3), 565-592 Keynes, J M (1973) 1936 The General Theory of Employment, Interest and Money, Kim, C S., Mauer, D C., & Sherman, A E (1998) The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence Journal of financial and quantitative analysis, 33(3), 335-359 Kim, C S., Mauer, D C., & Sherman, A E (1998) The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence Journal of financial and quantitative analysis, 33(3), 335-359 Kusnadi, Y., Yang, Z., & Zhou, Y (2015) Institutional development, state ownership, and corporate cash holdings: Evidence from China Journal of Business Research, 68(2), 351-359 Leftwich, R W., Watts, R L., & Zimmerman, J L (1981) Voluntary corporate disclosure: The case of interim reporting Journal of accounting research, 50-77 López-Gracia, J., & Sogorb-Mira, F (2014) Sensitivity of external resources to cash flow under financial constraints International Business Review, 23(5), 920930 López-Gracia, J., & Sogorb-Mira, F (2015) Financial constraints and cash– cash flow sensitivity Applied Economics, 47(10), 1037-1049 Martínez-Sola, C., García-Teruel, P J., & Martínez-Solano, P (2013) Corporate cash holding and firm value Applied Economics, 45(2), 161-170 Megginson, W L., Ullah, B., & Wei, Z (2014) State ownership, soft-budget constraints, and cash holdings: Evidence from China’s privatized firms Journal of Banking & Finance, 48, 276-291 Mikkelson, W H., & Partch, M M (2003) Do persistent large cash reserves hinder performance? Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38(2), 275294 Miller, M H., & Orr, D (1966) A Model of the Demand for Money by Firms The Quarterly journal of economics, 80(3), 413-435 Morck, R K., Stangeland, D A., & Yeung, B (1998) Inherited wealth, corporate control and economic growth: The Canadian disease (No w6814) National Bureau of Economic Research Mulligan, C B (1997) Scale economies, the value of time, and the demand for money: Longitudinal evidence from firms Journal of Political Economy, 105(5), 1061-1079 Myers, S C (1984) The capital structure puzzle The journal of finance, 39(3), 574-592 Myers, S C., & Majluf, N S (1984) Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors not have Journal of financial economics, 13(2), 187-221 Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R (2001) Corporate cash holdings Journal of Applied Corporate Finance, 14(1), 55-67 Ozkan, A., & Ozkan, N (2004) Corporate cash holdings: An empirical investigation of UK companies Journal of Banking & Finance, 28(9), 2103-2134 Pinkowitz, L., & Williamson, R (2001) Bank power and cash holdings: Evidence from Japan The Review of Financial Studies, 14(4), 1059-1082 Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R (2006) Does the contribution of corporate cash holdings and dividends to firm value depend on governance? A cross‐ country analysis The Journal of Finance, 61(6), 2725-2751 Riddick, L A., & Whited, T M (2009) The corporate propensity to save The Journal of Finance, 64(4), 1729-1766 Stiglitz, J E (1974) On the irrelevance of corporate financial policy The American Economic Review, 64(6), 851-866 Uyar, A., & Kuzey, C (2014) Determinants of corporate cash holdings: evidence from the emerging market of Turkey Applied Economics, 46(9), 10351048 Zhou, X (2001) Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance: comment Journal of financial economics, 62(3), 559-571 PHỤ LỤC Thống kê mô tả variable mean cash size growth cf netwc capex lev debtmat 0161507 26.90316 0821167 0845659 1460063 3324289 5684743 7202674 sd 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 Ma trận tương quan cash size growth cf netwc capex lev cash 1.0000 size -0.0059 0.7745 1.0000 growth 0.0774 0.0002 0.0710 0.0006 1.0000 cf 0.1573 0.0000 -0.0987 0.0000 0.1534 0.0000 1.0000 netwc 0.0534 0.0099 -0.2071 0.0000 0.0236 0.2546 0.1235 0.0000 1.0000 capex -0.0161 0.4385 0.0573 0.0057 0.0685 0.0009 0.2585 0.0000 -0.3011 0.0000 1.0000 lev -0.1005 0.0000 0.2959 0.0000 -0.0221 0.2867 -0.3574 0.0000 -0.5744 0.0000 -0.1956 0.0000 1.0000 debtmat 0.0217 0.2945 -0.1510 0.0000 -0.0694 0.0008 -0.1386 0.0000 -0.0093 0.6545 -0.5604 0.0000 0.1021 0.0000 debtmat debtmat 1.0000 Kiểm định phương sai thay đổi qui : reg cash size growth cf if dumlist==1 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 qui : reg = = 13.80 0.0002 cash size growth cf if dumlist==0 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 qui : reg = = 79.54 0.0000 cash size growth cf if dumsize==1 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 = = 7.94 0.0048 qui : reg cash size growth cf if dumsize==0 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 qui : reg = = 69.34 0.0000 cash size growth cf if dumgrowth==1 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 qui : reg = = 98.85 0.0000 cash size growth cf if dumgrowth==0 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of cash chi2(1) Prob > chi2 = = 42.91 0.0000 Kiểm định tự tương quan xtserial cash size growth cf if dumlist==1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 260) = 2.015 Prob > F = 0.1569 xtserial cash size growth cf if dumlist==0 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 71) = 4.811 Prob > F = 0.0316 xtserial cash size growth cf if dumsize==1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 166) = 0.688 Prob > F = 0.4081 xtserial cash size growth cf if dumsize==0 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 165) = 3.239 Prob > F = 0.0737 xtserial cash size growth cf if dumgrowth==1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 161) = 15.432 Prob > F = 0.0001 xtserial cash size growth cf if dumgrowth==0 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 170) = 0.022 Prob > F = 0.8811 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp niêm yết Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons 0004908 0187407 0679892 -.0158619 261 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err .0006478 0034153 0145041 0176425 z 0.76 5.49 4.69 -0.90 P>|z| 0.449 0.000 0.000 0.369 = = = = = 1827 261 71.69 0.0000 [95% Conf Interval] -.000779 0120467 0395616 -.0504405 0017605 0254346 0964167 0187167 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp phi niêm yết Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons -.0011414 0019843 1645253 0244385 72 72 Std Err .0021787 0046367 0360032 0580692 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 z -0.52 0.43 4.57 0.42 P>|z| 0.600 0.669 0.000 0.674 = = = = = 504 72 25.43 0.0000 [95% Conf Interval] -.0054117 -.0071035 0939604 -.089375 0031288 0110721 2350902 138252 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp quy mô lớn Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons 0009559 0117392 0490123 -.0275802 167 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err .0010806 0038028 0179497 0301552 z 0.88 3.09 2.73 -0.91 P>|z| 0.376 0.002 0.006 0.360 = = = = = 1169 167 23.84 0.0000 [95% Conf Interval] -.001162 0042859 0138316 -.0866832 0030738 0191925 084193 0315229 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp quy mô nhỏ Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons 0017265 0148712 1235676 -.0497022 166 Std Err .0016792 0043599 0183249 0435284 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 z 1.03 3.41 6.74 -1.14 P>|z| 0.304 0.001 0.000 0.254 = = = = = 1162 166 76.34 0.0000 [95% Conf Interval] -.0015648 006326 0876515 -.1350164 0050177 0234165 1594837 0356119 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp tăng trưởng cao Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons 0009554 0029057 0844371 -.0263999 162 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 Std Err .0009882 0049829 0219078 0273833 z 0.97 0.58 3.85 -0.96 P>|z| 0.334 0.560 0.000 0.335 = = = = = 1134 162 16.41 0.0009 [95% Conf Interval] -.0009814 -.0068605 0414987 -.0800701 0028922 012672 1273756 0272703 Kết hồi quy FGLS mẫu doanh nghiệp tăng trưởng thấp Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic panel-specific AR(1) Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = cash Coef size growth cf _cons -.0008039 0219707 1301043 0163782 171 171 Std Err .0008098 0031734 0158973 0218326 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(3) Prob > chi2 z -0.99 6.92 8.18 0.75 P>|z| 0.321 0.000 0.000 0.453 = = = = = 1197 171 144.22 0.0000 [95% Conf Interval] -.0023911 015751 0989462 -.0264129 0007832 0281904 1612624 0591693 Kết hồi quy GMM mẫu doanh nghiệp niêm yết Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 84 Wald chi2(7) = 79.22 Prob > chi2 = 0.000 cash Coef size growth cf netwc capex lev debtmat _cons 0040393 0186809 1233228 -.0875778 -.0983677 -.088705 -.0168278 -.001126 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0016878 0068177 0260249 022997 0234606 0337117 018634 0601375 z 2.39 2.74 4.74 -3.81 -4.19 -2.63 -0.90 -0.02 P>|z| 0.017 0.006 0.000 0.000 0.000 0.009 0.366 0.985 = = = = = 1827 261 7.00 [95% Conf Interval] 0007313 0053183 0723151 -.1326511 -.1443497 -.1547786 -.0533498 -.1189934 0073474 0320434 1743306 -.0425045 -.0523857 -.0226313 0196943 1167414 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable 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) 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(76) = 108.37 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(76) = 87.32 weakened by many instruments.) -4.95 1.19 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.236 Prob > chi2 = 0.009 Prob > chi2 = 0.176 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 > chi2 = chi2 = 0.490 0.046 chi2 = chi2 = 0.156 0.542 Kết hồi quy GMM mẫu doanh nghiệp phi niêm yết Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : nm Number of instruments = 54 Wald chi2(7) = 210.45 Prob > chi2 = 0.000 cash Coef size growth cf netwc capex lev debtmat _cons -.020695 0099418 6802533 0496763 -.0512355 3512768 0345581 2962958 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0056546 0052383 0576105 0283665 0392747 0635333 018453 1465476 z -3.66 1.90 11.81 1.75 -1.30 5.53 1.87 2.02 P>|z| 0.000 0.058 0.000 0.080 0.192 0.000 0.061 0.043 = = = = = 432 72 6.00 [95% Conf Interval] -.0317779 -.0003251 5673387 -.0059211 -.1282126 2267537 -.0016092 0090678 -.0096122 0202087 7931678 1052737 0257415 4757999 0707253 5835238 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable 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) 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(46) = 93.14 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(46) = 49.89 weakened by many instruments.) -4.56 1.52 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.130 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.321 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 > chi2 = chi2 = 0.518 0.152 chi2 = chi2 = 0.264 0.683 ... TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THỊ VÂN NHI VAI TRỊ 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 Chuyên ngành: Tài... doanh nghiệp khơng niêm yết doanh nghiệp đối mặt với vấn đề ràng buộc tài ngược lại cơng ty niêm yết doanh nghiệp đối mặt không đối mặt với vấn đề ràng buộc tài Theo đó, tác giả lập luận doanh nghiệp. .. giữ tiền mặt (Ferreira Vilela, 2004) 2.3 Vai trị ràng buộc tài đến độ nhạy cảm tiền mặt dòng tiền 2.3.1 Ràng buộc tài Các nghiên cứu trước cho khó để đo lường vấn đề ràng buộc tài mà cơng ty đối