Luận văn mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong trường hợp hạn chế tài chính nghiên cứu thực nghiệm tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH -0o0 - TRẦN PHƯƠNG THẢO MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH -0o0 - TRẦN PHƯƠNG THẢO MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã ngành: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP HỒ CHÍ MINH -2019 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học riêng dựa hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Các thông tin số liệu nghiên cứu có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể Kết nghiên cứu trung thực chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu Tp Hồ Chí Minh, Ngày 19 tháng 03 năm 2019 Người thực Trần Phương Thảo MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Phương pháp nghiên cứu: 1.4 Kết cấu nghiên cứu: CHƯƠNG TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết Động nắm giữ tiền mặt: Lý thuyết định nắm giữ tiền mặt: Phân loại công ty hạn chế tài 2.2 Nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ cấu trúc kì hạn nợ việc nắm giữ tiền mặt: CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 3.1 Mơ hình nghiên cứu 18 3.1.1 Mơ hình 1: Mơ hình nắm giữ tiền mặt 18 3.1.2 Mô hình 2: Mơ hình kỳ hạn nợ 21 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 23 3.3 Phương pháp ước lượng 31 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM 32 4.1 Kết kiểm định mô hình 32 4.2 Kết hồi quy mơ hình 2: 36 4.3 Kết hồi quy phương trình đồng thời: 38 4.4 Hồi quy theo phân loại cơng ty hạn chế tài 41 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 44 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TỪ VIẾT TẮT TÊN TIẾNG ANH ĐẦY ĐỦ TIÊN TIẾNG VIỆT ĐẦY ĐỦ EMU Euro Monetary Union Khối Liên minh Kinh tế Tiền tệ FEM Fix Effect Model Mơ hình hiệu ứng cố định REM Random Effect Model Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên GMM Generalized HNX Method of Phương pháp ước lượng tổng Moments quát hóa thời điểm Ha Noi Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh KH Depreciation Khấu hao OLS Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ S-GMM System Generalized Method of Phương pháp ước lượng tổng Moments quát hóa thời điểm hệ thống TSCĐ Fixed assets Tài sản cố định VCSH Owners' equity Vổn chủ sở hữu DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Mơ tả kỳ vọng biến mơ hình tiền mặt 20 Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến mơ hình kỳ hạn nợ 22 Bảng 3.3: Tóm tắt cách tính biến nguồn liệu: .24 Bảng 3.4: Thống kê mô tả biến 27 Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan biến mơ hình .29 Bảng 4.1: Kết hồi quy Pooled OLS, FEM, REM mơ hình nắm giữ tiền mặt 32 Bảng 4.2: Kết hồi quy Pooled OLS, FEM, REM mô hình kỳ hạn nợ .37 Bảng 4.3: Hồi quy ước tính hệ phương trình phương pháp System GMM .39 Bảng 4.4: Phân loại cơng ty hạn chế tài 42 TÓM TẮT Bài nghiên cứu “Mối quan hệ việc nắm giữ tiền mặt kỳ hạn nợ trường hợp hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam” nhằm xem xét ảnh hưởng kỳ hạn nợ việc nắm giữ tiền mặt 489 công ty phi tài niêm yết Sở Giao Dịch Chứng Khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) Theo nghiên cứu (Brick and Liao 2017) kết cho thấy mối quan hệ chiều đáng kể nắm giữ tiền mặt kỳ hạn nợ mối quan hệ tương quan chiều mạnh công ty hạn chế tài Tuy nhiên, kết phân tích mẫu nghiên cứu Việt Nam phương pháp System GMM đưa chứng cho thấy mối quan hệ việc nắm giữ tiền mặt kỳ hạn nợ doanh nghiệp mối tương quan ngược chiều tác động qua lại lẫn đặc biệt công ty bị hạn chế tài Điều cho doanh nghiệp Việt Nam tình hình cơng ty khó khăn đặc biệt sau giai đoạn khủng hoảng kinh tế tồn cầu cơng ty khó tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi đặc biệt vay nợ dài hạn nên công ty ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội từ lợi nhuận giữ lại để tăng lượng tiền mặt nắm giữ Tuy nhiên phản ứng ngắn hạn với động giao dịch động phòng ngừa rủi ro khoản Vì vậy, mà doanh nghiệp Việt Nam nên đưa mức nắm giữ tiền mặt tối ưu cân đối việc sử dụng nợ vay để giúp doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro dài hạn Từ khóa: nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ, hạn chế tài chính, System GMM ABSTRACT "The relationship between cash holding and debt maturity in case of financial constraints: empirical research in Vietnam" to consider the impact of debt maturity and cash holding of 489 non-financial companies listed on Ho Chi Minh City Stock Exchange (HOSE) and Hanoi Stock Exchange (HNX) According to the study of (Brick and Liao 2017) the results show a significant positive relationship between cash holdings and debt maturity and this relationship is positively correlated between financial constraining companies However, the results of research samples in Vietnam by System GMM method provide evidence that the relationship between cash holding and debt maturity of enterprises is is negative correlation especially in financially constrained companies This suggests that for businesses in Vietnam when the company situation is difficult, especially after the global economic crisis, the company will be difficult to access external funding, especially long-term debt So the company will prioritize the use of internal capital from retained earnings to increase the holding amount However, it is only a short-term reaction to trading engine and liquidity risk prevention engine Therefore, enterprises in Vietnam should offer optimal cash holding and balance the use of debt to help businesses prevent risks in the long term Key: Cash Holding, Debt Maturity, financial constraints, System GMM CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài: Tiền mặt yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh doanh nghiệp Trong bảng cân đối kế tốn tiền mặt tài sản ngắn hạn có tính khoản cao tác động trực tiếp đến việc hoạch định tài doanh nghiệp Trước thực định liên quan đến đầu tư hay phân phối, nhà quản trị cố gắng gia tăng việc nắm giữ tiền mặt khoản tương đương tiền Dòng tiền doanh nghiệp chủ yếu đến từ hoạt động sản xuất kinh doanh, hoạt động tài (huy động vốn nợ vốn cổ phần) phần hoạt động đầu tư Theo lý thuyết trật tự phân hạng (Myers and Majluf 1984), thứ tự nguồn vốn mà doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại, tiếp đến vốn vay cuối phát hành vốn cổ phần Hiện nay, với việc thị trường chứng khoán Việt Nam chưa thật phát triển thị trường trái phiếu khơng phổ biến vốn vay ngân hàng nguồn tài trợ tương đối lý tưởng với doanh nghiệp Tuy nhiên, xu hướng chung doanh nghiệp ưa thích sử dụng nợ ngắn hơn nợ dài hạn Nguyên nhân dẫn đến tình trạng xếp hạng tín dụng hầu hết doanh nghiệp cịn thấp rủi ro biến động lãi suất dài hạn quốc gia phát triển Việt Nam tương đối cao Bên cạnh đó, việc sử dụng cơng cụ nợ địi hỏi doanh nghiệp cần phải có lực tốt việc quản trị dịng tiền để hoàn thành nghĩa vụ lãi vay nợ gốc Thơng thường có khoản nợ đáo hạn, doanh nghiệp để nguồn tiền riêng dùng cho việc thực nghĩa vụ toán tương lai Tuy vậy, điều phần khiến cho việc sử dụng nguồn vốn doanh nghiệp thiếu hiệu Trên giới có nhiều nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu mối quan hệ nắm giữ tiền mặt kỳ đáo hạn việc vay nợ Cụ thể (Harford, Klasa et al 2014) dựa quan điểm giả sử công ty khơng tái tài trợ cách vay nợ, lượng tiền mặt nắm giữ lớn giúp doanh nghiệp tăng khả khoản bán tài sản sẵn có Chính vậy, lượng nợ đáo hạn lớn doanh nghiệp có xu hướng năm giữ nhiều tiền mặt ngược lại Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ khoản vay dài hạn tới hạn trả (đại diện cho kỳ hạn nợ) nắm giữ tiền mặt tác động lẫn Bài nghiên cứu gần (Brick and Liao 2017) sử dụng phương pháp ước lượng GMM đưa kết tương tự mối quan hệ kỳ hạn nợ nắm giữ tiền mặt đặc biệt cơng ty hạn chế tài Việt Nam thị trường có tốc độ tăng trưởng kinh tế tương đối mạnh mẽ nhiều năm trở lại với số lượng doanh nghiệp tăng lên đáng kể Như đề cập trên, với việc thị trường vốn Việt Nam chưa thật phát triển kênh tín dụng ngân hàng đóng vai trò quan trọng hoạt động doanh nghiệp Hiện có nhiều nghiên cứu Việt Nam xem xét chủ đề hành vi nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Tuy nhiên chưa có nhiều nghiên cứu xem xét kỳ hạn nợ mối quan hệ yếu tố với việc nắm giữ tiền Thêm vào đó, việc xem xét mối quan hệ hành vi nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp với kỳ hạn nợ, đặc biệt sau giai đoạn khủng hoảng tài tồn cầu, có đóng góp định vào sở lý thuyết Việt Nam Trên sở đó, tác giả tiến hành thực nghiên cứu: “Mối quan hệ việc nắm giữ tiền mặt kỳ hạn nợ trường hợp hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam” nhằm xem xét ảnh hưởng kỳ hạn nợ việc nắm giữ tiền mặt công ty phi tài Sở Giao Dịch Chứng Khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) từ năm 2008 đến năm 2017 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: - Thứ nhất, nghiên cứu mối quan hệ kỳ han nợ lượng tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp - Thứ hai, trường hợp hạn chế tài chính, kỳ hạn nợ lượng tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp tác động qua lại lẫn reg logcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, robust Linear regression Number of obs F(7, 2837) Prob > F R-squared Root MSE logcash Coef Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -1.079372 1848794 0090782 -.9069741 4.608916 -.9891056 -5.91327 -2.247161 Robust Std Err .1356404 0421227 0184613 1118257 9162091 4166227 1.400086 5058147 t -7.96 4.39 0.49 -8.11 5.03 -2.37 -4.22 -4.44 P>|t| 0.000 0.000 0.623 0.000 0.000 0.018 0.000 0.000 = = = = = 2,845 43.16 0.0000 0.1476 1.3124 [95% Conf Interval] -1.345336 1022852 -.0271207 -1.126242 2.812412 -1.80602 -8.658559 -3.238962 -.8134085 2674737 0452771 -.6877062 6.405419 -.1721916 -3.167981 -1.255359 xtreg logcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0203 between = 0.0840 overall = 0.0716 corr(u_i, Xb) F(7,2349) Prob > F = 0.0913 logcash Coef Std Err t Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.6190235 0618397 -.1000474 -.1227541 8716192 -.9910385 -1.215398 -.0369802 1697396 0310264 0579226 0957649 5894658 3184066 1.465012 1.59438 sigma_u sigma_e rho 1.1476381 82828206 65750945 (fraction of variance due to u_i) -3.65 1.99 -1.73 -1.28 1.48 -3.11 -0.83 -0.02 F test that all u_i=0: F(488, 2349) = 9.78 P>|t| 0.000 0.046 0.084 0.200 0.139 0.002 0.407 0.981 = = 2,845 489 = avg = max = 5.8 = = 6.96 0.0000 [95% Conf Interval] -.9518785 0009978 -.2136323 -.3105467 -.2843082 -1.615426 -4.08825 -3.163518 -.2861685 1226816 0135374 0650385 2.027547 -.3666513 1.657454 3.089558 Prob > F = 0.0000 xtreg logcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, re Random-effects GLS regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.0174 between = 0.1679 overall = 0.1300 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) logcash Coef Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.7486778 1020782 -.0397732 -.3332362 2.104715 -.9647148 -2.100036 -1.519811 147222 0285674 0308689 0907025 5417183 3073279 1.324332 8488637 sigma_u sigma_e rho 1.0081802 82828206 59702798 (fraction of variance due to u_i) Std Err z P>|z| -5.09 3.57 -1.29 -3.67 3.89 -3.14 -1.59 -1.79 0.000 0.000 0.198 0.000 0.000 0.002 0.113 0.073 = = 2,845 489 = avg = max = 5.8 = = 117.69 0.0000 [95% Conf Interval] -1.037228 0460871 -.1002751 -.51101 1.042967 -1.567066 -4.695678 -3.183553 -.460128 1580693 0207287 -.1554625 3.166464 -.3623631 4956065 1439311 hausman fem2 rem2 Coefficients (b) (B) fem2 rem2 Debtmaturi~1 PB size leverage dividend capex sigmastdev~f -.6190235 0618397 -.1000474 -.1227541 8716192 -.9910385 -1.215398 -.7486778 1020782 -.0397732 -.3332362 2.104715 -.9647148 -2.100036 (b-B) Difference 1296543 -.0402385 -.0602743 2104821 -1.233096 -.0263238 884638 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .084482 0121053 0490117 0307241 2324033 0832606 6264245 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 67.01 Prob>chi2 = 0.0000 reg Dcash lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf Source SS df MS Model Residual 2.24613468 18.4795186 2,835 24957052 006518349 Total 20.7256533 2,844 007287501 Dcash Coef lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.1994942 -.1011804 -.0210444 0100306 -.0004614 -.0222997 -.046973 -.0942988 -.2171265 0715439 Std Err t 015465 0194041 0082471 0019544 0011537 0064248 0383362 0231836 0847309 0317529 -12.90 -5.21 -2.55 5.13 -0.40 -3.47 -1.23 -4.07 -2.56 2.25 Number of obs F(9, 2835) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.011 0.000 0.689 0.001 0.221 0.000 0.010 0.024 = = = = = = 2,845 38.29 0.0000 0.1084 0.1055 08074 [95% Conf Interval] -.229818 -.139228 -.0372155 0061983 -.0027235 -.0348974 -.1221427 -.1397572 -.383267 0092827 -.1691705 -.0631328 -.0048734 0138628 0018007 -.0097021 0281968 -.0488404 -.0509861 133805 hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Dcash chi2(1) Prob > chi2 = = 604.54 0.0000 reg Dcash lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, robust Linear regression Number of obs F(9, 2835) Prob > F R-squared Root MSE Dcash Coef lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.1994942 -.1011804 -.0210444 0100306 -.0004614 -.0222997 -.046973 -.0942988 -.2171265 0715439 Robust Std Err .0254698 0328756 0078636 002603 0011816 0075749 0577314 0214858 1025605 0322535 t -7.83 -3.08 -2.68 3.85 -0.39 -2.94 -0.81 -4.39 -2.12 2.22 P>|t| 0.000 0.002 0.007 0.000 0.696 0.003 0.416 0.000 0.034 0.027 = = = = = 2,845 18.70 0.0000 0.1084 08074 [95% Conf Interval] -.2494355 -.165643 -.0364634 0049265 -.0027782 -.0371525 -.1601728 -.1364282 -.4182274 0083011 -.149553 -.0367179 -.0056255 0151346 0018554 -.007447 0662269 -.0521694 -.0160257 1347866 xtreg Dcash lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.3200 between = 0.0019 overall = 0.0706 corr(u_i, Xb) = = 2,845 489 = avg = max = 5.8 = = 122.71 0.0000 F(9,2347) Prob > F = -0.8129 Dcash Coef Std Err t lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.7528922 0831288 -.050549 0033514 0141115 -.007609 -.1053089 -.1175546 1053115 -.2917793 0279194 0217744 0151939 0027743 0051876 0085629 0529254 0288321 1309549 1428767 sigma_u sigma_e rho 08191117 07401032 55054216 (fraction of variance due to u_i) -26.97 3.82 -3.33 1.21 2.72 -0.89 -1.99 -4.08 0.80 -2.04 P>|t| 0.000 0.000 0.001 0.227 0.007 0.374 0.047 0.000 0.421 0.041 [95% Conf Interval] -.8076414 0404298 -.0803438 -.002089 0039387 -.0244007 -.2090943 -.1740936 -.1514878 -.5719569 F test that all u_i=0: F(488, 2347) = 2.10 -.698143 1258279 -.0207542 0087918 0242842 0091827 -.0015235 -.0610156 3621108 -.0116017 Prob > F = 0.0000 xtreg Dcash lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf, re Random-effects GLS regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.2347 between = 0.0021 overall = 0.1084 corr(u_i, X) Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) Dcash Coef lcash ldcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons -.1994942 -.1011804 -.0210444 0100306 -.0004614 -.0222997 -.046973 -.0942988 -.2171265 0715439 015465 0194041 0082471 0019544 0011537 0064248 0383362 0231836 0847309 0317529 sigma_u sigma_e rho 07401032 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -12.90 -5.21 -2.55 5.13 -0.40 -3.47 -1.23 -4.07 -2.56 2.25 P>|z| 0.000 0.000 0.011 0.000 0.689 0.001 0.220 0.000 0.010 0.024 = = 2,845 489 = avg = max = 5.8 = = 344.59 0.0000 [95% Conf Interval] -.229805 -.1392118 -.0372086 0062 -.0027225 -.034892 -.1221106 -.1397378 -.383196 0093093 -.1691835 -.0631491 -.0048803 0138612 0017997 -.0097075 0281647 -.0488598 -.051057 1337784 hausman fem3 rem3 Coefficients (b) (B) fem3 rem3 -.7528922 0831288 -.050549 0033514 0141115 -.007609 -.1053089 -.1175546 1053115 lcash ldcash Debtmaturi~1 PB size leverage dividend capex sigmastdev~f (b-B) Difference -.1994942 -.1011804 -.0210444 0100306 -.0004614 -.0222997 -.046973 -.0942988 -.2171265 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.553398 1843093 -.0295045 -.0066792 0145729 0146907 -.0583359 -.0232558 3224381 0232449 0098795 0127608 001969 0050577 005661 0364888 0171409 0998492 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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 494.53 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 5: Mơ hình kỳ hạn nợ reg Debtmaturity1 leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex SS Source df MS Model Residual 28.2991454 83.0257937 2,430 3.53739317 034166993 Total 111.324939 2,438 045662403 Debtmaturi~1 Coef leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex _cons -.0216136 -.188777 -.0245538 2.64e-06 -.2824488 0060799 -.2703946 864662 3.374634 Std Err .0158628 0346513 0043156 9.64e-06 0675346 0012333 0505635 0543528 9228208 t -1.36 -5.45 -5.69 0.27 -4.18 4.93 -5.35 15.91 3.66 Number of obs F(8, 2430) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.173 0.000 0.000 0.784 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.0527196 -.2567262 -.0330163 -.0000163 -.4148802 0036614 -.3695467 7580794 1.565037 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Debtmaturity1 = = 156.65 0.0000 2,439 103.53 0.0000 0.2542 0.2517 18484 [95% Conf Interval] hettest chi2(1) Prob > chi2 = = = = = = 0094925 -.1208278 -.0160913 0000215 -.1500173 0084984 -.1712426 9712446 5.184231 reg Debtmaturity1 leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex, robust Linear regression Number of obs F(8, 2430) Prob > F R-squared Root MSE Debtmaturi~1 Coef leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex _cons -.0216136 -.188777 -.0245538 2.64e-06 -.2824488 0060799 -.2703946 864662 3.374634 Robust Std Err .0143185 0332316 0042507 3.59e-06 0711085 0013089 0428742 0627593 9634012 t -1.51 -5.68 -5.78 0.74 -3.97 4.65 -6.31 13.78 3.50 P>|t| 0.131 0.000 0.000 0.462 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = 2,439 85.34 0.0000 0.2542 18484 [95% Conf Interval] -.0496913 -.2539421 -.0328892 -4.41e-06 -.4218884 0035132 -.3544684 7415947 1.485461 0064642 -.1236119 -.0162184 9.69e-06 -.1430091 0086466 -.1863209 9877293 5.263806 xtreg Debtmaturity1 leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1130 between = 0.1930 overall = 0.1726 corr(u_i, Xb) 2,439 483 = avg = max = 5.0 = = 31.03 0.0000 F(8,1948) Prob > F = -0.3095 Debtmaturi~1 Coef leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex _cons -.0002711 -.0964983 -.0146823 -5.16e-07 0399531 0010637 0582545 2529376 -1.704227 0137821 0331257 0040371 6.09e-06 1428888 0026375 048105 0414527 1.934802 sigma_u sigma_e rho 18702486 09918501 78048745 (fraction of variance due to u_i) Std Err t -0.02 -2.91 -3.64 -0.08 0.28 0.40 1.21 6.10 -0.88 F test that all u_i=0: F(482, 1948) = 13.47 = = P>|t| 0.984 0.004 0.000 0.932 0.780 0.687 0.226 0.000 0.379 [95% Conf Interval] -.0273004 -.1614639 -.0225997 -.0000125 -.240278 -.0041089 -.0360882 1716413 -5.498726 0267581 -.0315327 -.0067649 0000114 3201842 0062364 1525971 3342339 2.090271 Prob > F = 0.0000 xtreg Debtmaturity1 leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex, re Random-effects GLS regression Group variable: Identify Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1027 between = 0.2288 overall = 0.2040 corr(u_i, X) = = 2,439 483 = avg = max = 5.0 = = 372.15 0.0000 Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) Debtmaturi~1 Coef Std Err z leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex _cons -.0010281 -.1142657 -.0141815 -3.83e-07 -.0966261 0030125 -.0165102 3481715 5733434 0131601 0311696 0037513 6.09e-06 0998775 0018346 0452708 040539 1.357696 sigma_u sigma_e rho 15619804 09918501 71264716 (fraction of variance due to u_i) -0.08 -3.67 -3.78 -0.06 -0.97 1.64 -0.36 8.59 0.42 P>|z| 0.938 0.000 0.000 0.950 0.333 0.101 0.715 0.000 0.673 [95% Conf Interval] -.0268214 -.1753569 -.0215339 -.0000123 -.2923824 -.0005833 -.1052393 2687164 -2.087692 0247651 -.0531744 -.0068291 0000116 0991302 0066082 0722188 4276266 3.234379 hausman fem4 rem4 Note: the rank of the differenced variance matrix (7) does not equal the number of coefficients being tested (8); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) fem4 rem4 leverage cashholding PB assetmatu size size2 vostdevocf capex -.0002711 -.0964983 -.0146823 -5.16e-07 0399531 0010637 0582545 2529376 -.0010281 -.1142657 -.0141815 -3.83e-07 -.0966261 0030125 -.0165102 3481715 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .000757 0177673 -.0005008 -1.33e-07 1365792 -.0019487 0747647 -.0952339 0040938 0112148 0014918 1021847 0018949 016268 0086552 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 163.35 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 6: Mơ hình hồi quy tiền mặt chạy phương pháp two-step System GMM xtabond2 Debtmaturity1 l.Debtmaturity1 cashholding sigmastdevocf PB size size2 capex leverage, gmm(l.Debtmaturity1, lag(2 1)) iv(l.cas > hholding l.sigmastdevocf l.PB l.size l.size2 l.capex l.leverage) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 21 F(8, 480) = 169.62 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Debtmaturity1 Coef Debtmaturity1 L1 .6074075 0516394 cashholding sigmastdevocf PB size size2 capex leverage _cons -.3732384 -.6100107 -.0444625 -.1448441 0030358 1.799847 -.2075842 1.928162 1215586 3134014 0110535 0934269 0017271 4754989 0319898 1.26613 Std Err t = = = = = 2356 481 4.90 P>|t| [95% Conf Interval] 11.76 0.000 5059402 7088747 -3.07 -1.95 -4.02 -1.55 1.76 3.79 -6.49 1.52 0.002 0.052 0.000 0.122 0.079 0.000 0.000 0.128 -.6120911 -1.225819 -.0661818 -.3284203 -.0003578 8655307 -.2704416 -.5596802 -.1343857 0057975 -.0227432 0387322 0064294 2.734164 -.1447268 4.416005 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.size L.size2 L.capex L.leverage) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).L.Debtmaturity1 Instruments for levels equation Standard L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.size L.size2 L.capex L.leverage _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.Debtmaturity1 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(12) = 27.30 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(12) = 15.55 weakened by many instruments.) -6.26 -1.52 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.129 Prob > chi2 = 0.007 Prob > chi2 = 0.213 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 11.44 Prob > chi2 = 0.120 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 4.10 Prob > chi2 = 0.535 iv(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.size L.size2 L.capex L.leverage) Hansen test excluding group: chi2(5) = 4.98 Prob > chi2 = 0.418 Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 10.56 Prob > chi2 = 0.159 Phụ lục 7: Mô hình hồi quy kỳ hạn nợ chạy phương pháp two-step System GMM xtabond2 cashholding lcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf , gmm(lcash Debtmaturity1 , lag(2 2)) iv( l.PB > l.size l.dividend l.capex l.sigmastdevocf leverage ) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 25 F(8, 480) = 23.76 Prob > F = 0.000 cashholding Coef lcash Debtmaturity1 PB size leverage dividend capex sigmastdevocf _cons 4838498 -.1037229 -.0124636 0012411 -.0255486 4072826 6138474 -.0733518 0270458 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0961778 0477226 0136365 0030599 0126022 4564043 2870672 2526302 0901276 t 5.03 -2.17 -0.91 0.41 -2.03 0.89 2.14 -0.29 0.30 P>|t| 0.000 0.030 0.361 0.685 0.043 0.373 0.033 0.772 0.764 = = = = = 2356 481 4.90 [95% Conf Interval] 2948682 -.197494 -.0392583 -.0047714 -.0503108 -.4895146 0497838 -.5697496 -.1500476 6728314 -.0099518 0143311 0072536 -.0007864 1.30408 1.177911 4230459 2041392 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.PB L.size L.dividend L.capex L.sigmastdevocf leverage) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(lcash Debtmaturity1) Instruments for levels equation Standard L.PB L.size L.dividend L.capex L.sigmastdevocf leverage _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(lcash Debtmaturity1) 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(16) = 18.34 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 16.28 weakened by many instruments.) -5.98 -0.57 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.569 Prob > chi2 = 0.304 Prob > chi2 = 0.434 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 11.20 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 5.07 Prob > iv(L.PB L.size L.dividend L.capex L.sigmastdevocf leverage) Hansen test excluding group: chi2(10) = 6.83 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 9.44 Prob > chi2 = chi2 = 0.082 0.886 chi2 = chi2 = 0.741 0.150 Kết hồi quy với mẫu cơng ty bị hạn chế tài xtabond2 cashholding lcash Debtmaturity1 dividend PB leverage capex sigmastdevocf, gmm(lcash Debtmaturity1,lag(3 3)) iv( l.PB leverage > l.capex l.sigmastdevocf dividend ) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 24 F(7, 146) = 11.10 Prob > F = 0.000 cashholding Coef lcash Debtmaturity1 dividend PB leverage capex sigmastdevocf _cons 5345522 -.1107373 0601702 0167308 -.0313649 -.217431 -.066567 0746242 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .114392 061464 106173 0110181 0119269 176646 2795425 0344727 t 4.67 -1.80 0.57 1.52 -2.63 -1.23 -0.24 2.16 P>|t| 0.000 0.074 0.572 0.131 0.009 0.220 0.812 0.032 = = = = = 735 147 5.00 [95% Conf Interval] 3084741 -.2322114 -.1496643 -.0050447 -.0549367 -.5665446 -.6190397 0064941 7606303 0107369 2700048 0385064 -.0077932 1316826 4859056 1427543 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.PB leverage L.capex L.sigmastdevocf dividend) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.(lcash Debtmaturity1) Instruments for levels equation Standard L.PB leverage L.capex L.sigmastdevocf dividend _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.(lcash Debtmaturity1) 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(16) = 31.76 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 9.58 weakened by many instruments.) -3.67 0.95 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.342 Prob > chi2 = 0.011 Prob > chi2 = 0.888 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 7.74 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 1.84 Prob > iv(L.PB leverage L.capex L.sigmastdevocf dividend) Hansen test excluding group: chi2(11) = 2.33 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 7.25 Prob > chi2 = chi2 = 0.258 0.997 chi2 = chi2 = 0.997 0.202 xtabond2 Debtmaturity1 l.Debtmaturity1 cashholding sigmastdevocf PB capex leverage, gmm(l.Debtmaturity1, lag(3 3)) iv(l.cashholding l > sigmastdevocf l.PB l.capex leverage) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 15 F(6, 146) = 9.76 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Debtmaturity1 Coef Std Err Debtmaturity1 L1 .4825824 0750272 cashholding sigmastdevocf PB capex leverage _cons -.1700816 2886805 -.0064672 9371879 -.0494658 0127157 0965169 3575318 0135347 356828 0126029 0427673 t = = = = = 735 147 5.00 P>|t| [95% Conf Interval] 6.43 0.000 3343027 6308621 -1.76 0.81 -0.48 2.63 -3.92 0.30 0.080 0.421 0.633 0.010 0.000 0.767 -.3608324 -.4179259 -.0332165 2319723 -.0743735 -.0718073 0206691 9952868 0202822 1.642403 -.0245582 0972386 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex leverage) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.L.Debtmaturity1 Instruments for levels equation Standard L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex leverage _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.L.Debtmaturity1 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(8) = 32.98 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 9.61 weakened by many instruments.) -2.90 -0.59 Pr > z = Pr > z = 0.004 0.554 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.294 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(3) = 4.87 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 4.74 Prob > iv(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex leverage) Hansen test excluding group: chi2(3) = 5.83 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 3.78 Prob > chi2 = chi2 = 0.182 0.448 chi2 = chi2 = 0.120 0.581 Kết hồi quy với mẫu công ty không bị hạn chế tài xtabond2 cashholding lcash Debtmaturity1 PB leverage dividend capex sigmastdevocf, gmm(lcash Debtmaturity1 , lag(2 2)) iv( l.PB levera > ge l.dividend l.capex l.sigmastdevocf ) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 24 F(7, 146) = 27.75 Prob > F = 0.000 cashholding Coef lcash Debtmaturity1 PB leverage dividend capex sigmastdevocf _cons 7853674 -.0440371 0009264 -.0269788 -.250547 0810045 -.0004697 0424859 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0872753 0374885 0038085 0163839 1591276 1283456 1884799 0314108 t 9.00 -1.17 0.24 -1.65 -1.57 0.63 -0.00 1.35 P>|t| 0.000 0.242 0.808 0.102 0.118 0.529 0.998 0.178 = = = = = 735 147 5.00 [95% Conf Interval] 6128813 -.1181274 -.0066006 -.059359 -.5650382 -.1726507 -.3729712 -.0195928 9578536 0300532 0084533 0054015 0639442 3346598 3720318 1045646 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.PB leverage L.dividend L.capex L.sigmastdevocf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(lcash Debtmaturity1) Instruments for levels equation Standard L.PB leverage L.dividend L.capex L.sigmastdevocf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(lcash Debtmaturity1) 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(16) = 16.07 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 21.62 weakened by many instruments.) -4.95 1.13 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.259 Prob > chi2 = 0.448 Prob > chi2 = 0.156 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 5.98 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 15.64 Prob > iv(L.PB leverage L.dividend L.capex L.sigmastdevocf) Hansen test excluding group: chi2(11) = 6.86 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 14.76 Prob > chi2 = chi2 = 0.425 0.110 chi2 = chi2 = 0.810 0.011 xtabond2 Debtmaturity1 l.Debtmaturity1 cashholding sigmastdevocf PB capex leverage, gmm(l.Debtmaturity1, lag(1 1)) iv(l.cashholding l > sigmastdevocf l.PB l.capex l.leverage) small two Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: Identify Time variable : year Number of instruments = 15 F(6, 146) = 91.79 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Debtmaturity1 Coef Debtmaturity1 L1 .5973851 087775 cashholding sigmastdevocf PB capex leverage _cons -.2563412 -1.675005 -.0077828 1.327484 -.0010156 2259491 1396205 5644298 0077186 2988986 0629812 0764386 Std Err t = = = = = 735 147 5.00 P>|t| [95% Conf Interval] 6.81 0.000 4239114 7708588 -1.84 -2.97 -1.01 4.44 -0.02 2.96 0.068 0.004 0.315 0.000 0.987 0.004 -.5322795 -2.790514 -.0230375 7367571 -.1254883 0748801 0195971 -.559497 0074718 1.918211 1234571 3770182 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex L.leverage) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.L.Debtmaturity1 Instruments for levels equation Standard L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex L.leverage _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.Debtmaturity1 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(8) = 13.65 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 8.69 weakened by many instruments.) -4.83 0.03 Pr > z = Pr > z = 0.000 0.978 Prob > chi2 = 0.091 Prob > chi2 = 0.369 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.20 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 7.49 Prob > iv(L.cashholding L.sigmastdevocf L.PB L.capex L.leverage) Hansen test excluding group: chi2(3) = 0.67 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 8.02 Prob > chi2 = chi2 = 0.752 0.187 chi2 = chi2 = 0.880 0.155 ... ty hạn chế tài 42 TĨM TẮT Bài nghiên cứu ? ?Mối quan hệ việc nắm giữ tiền mặt kỳ hạn nợ trường hợp hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam? ?? nhằm xem xét ảnh hưởng kỳ hạn nợ việc. .. DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH -0o0 - TRẦN PHƯƠNG THẢO MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM... mối quan hệ kỳ hạn nợ nắm giữ tiền mặt Kỳ hạn nợ kỳ vọng có mối tương quan chiều với nắm giữ tiền mặt Kỳ hạn nợ có liên quan đến rủi ro khoản doanh nghiệp, doanh nghiệp có kỳ hạn nợ dài phải nắm