Ảnh hưởng hạn chế tài chính đến quyết định nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp niêm yết tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHAN ĐINH QUẾ TRÂN ẢNH HƯỞNG HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾN QUYẾT ĐỊNH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP Hồ Chí Minh, năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌ C MỞ THÀNH PHỐ H Ồ CHÍ MINH PHAN ĐINH QUẾ TRÂN ẢNH HƯỞNG HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾ N QUYẾT ĐỊ NH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHI ỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số chuyên ngành: 60 34 02 01 LU ẬN VĂN THẠ C SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG Người hướng dẫ n khoa học: TS PHẠM HÀ TP Hồ Chí Minh, năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn: “Ảnh hƣởng hạn chế tài đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết Việt Nam” cơng trình tơi nghiên cứu dƣới hƣớng dẫn TS Phạm Hà Nguồn số liệu đƣợc thu thập từ thực tế báo cáo tài cơng ty, đoạn trích dẫn sử dụng luận văn đƣợc dẫn nguồn đẩy đủ, kết nêu luận văn trung thực Tơi xin cam đoan chịu hồn tồn trách nhiệm nội dung tính trung thực đề tài Tp Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2018 Học viên thực Phan Đinh Quế Trân LỜI CẢM ƠN Thực tế cho thấy, thành công gắn liền với giúp đỡ, hỗ trợ ngƣời xung quanh giúp đỡ hay nhiều, trực tiếp hay gián tiếp Trong suốt năm học Đại học năm Cao học dƣới giảng đƣờng Đại học Mở TP Hồ Chí Minh, với lòng yêu nghề, tận tâm, hết lòng truyền đạt thầy giúp tơi tích lũy đƣợc nhiều kiến thức nhƣ kỹ cần thiết cho sống Lời đầu tiên, xin chân thành bày tỏ lòng biết ơn đến TS Phạm Hà, ngƣời ln tận tình bảo hƣớng dẫn tơi tìm hƣớng nghiên cứu, giúp tơi tiếp cận đƣợc với thực tế, gợi ý tìm kiếm tài liệu, hƣớng dẫn tơi xử lý phân tích số liệu từ tìm cách giải vấn đề nghiên cứu nhờ tơi hồn thành luận văn Tiếp theo, tơi xin gửi lời cảm ơn sâu sắc đến quý thầy cô, đồng nghiệp, bạn bè ngƣời thân quan tâm, góp ý, động viên tơi q trình học tập nghiên cứu thực đề tài luận văn Cuối cùng, xin cảm ơn ba mẹ - ngƣời sinh tôi, dƣỡng dục nuôi khôn lớn, tạo điều kiện vật chất lẫn tinh thần, ủng hộ động viên tôi, điểm tựa vững để an tâm học tập ngày hơm Giờ đây, sau kết thúc chƣơng trình học tập, cảm thấy biết ơn đến gia đình nữa, tơi hy vọng tƣơng lai, cố gắng học hỏi, tiếp thu điều hay lẽ phải để khỏi phụ lòng gia đình, thầy bạn bè Với điều kiện vốn kiến thức cịn hạn hẹp luận văn khơng tránh khỏi nhiều thiếu sót Vì vậy, tơi mong nhận đƣợc bảo thầy cô để nâng cao kiến thức thân phục vụ tốt q trình cơng tác sau Tơi xin kính chúc Q thầy ln dồi sức khỏe thành công nghiệp truyền đạt kiến thức cho hệ mai sau Trân trọng DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt thƣớc đo HCTC sử dụng nghiên cứu 12 Bảng 2.2: Tóm lƣợc kết nghiên cứu thực nghiệm ảnh hƣởng hạn chế tài 28 Bảng 3.1 Kỳ vọng dấu biến mơ hình đƣợc trình bày bảng sau 34 Bảng 3.2 : Thƣớc đo hạn chế tài 38 Bảng 3.3: Số quan sát theo phƣơng pháp phân loại hạn chế tài 39 Bảng 4.1: Thống kê mô tả 43 Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan 44 Bảng 4.3: So sánh đặc điểm cơng ty hạn chế tài khơng hạn chế 45 Bảng 4.4: Mối quan hệ hạn chế tài nắm giữ tiền mặt 47 Bảng 4.5: So sánh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt hai sàn chứng khoán 52 MỤC LỤC CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Phạm vi đối tƣợng nghiên cứu: 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu: 1.5 Câu hỏi nghiên cứu: 1.6 Cấu trúc nghiên cứu bao gồm: CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC 2.1 Lý thuyết hạn chế tài chính: 2.1.1 Khái niệm hạn chế tài 2.1.2 Các phƣơng pháp xác định hạn chế tài chính: 2.2 Lý thuyết chung 13 2.2.1 Lý thuyết M&M: 13 2.2.2 Lý thuyết trật tự phân hạng: 14 2.2.3 Lý thuyết dòng tiền tự 15 2.3 Một số nghiên cứu trƣớc hạn chế tài nắm giữ tiền mặt: 15 2.3.1 Các nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tích cực hạn chế tài nắm giữ tiền mặt 15 2.3.2 Các nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tiêu cực hạn chế tài nắm giữ tiền mặt 24 2.3.3 Các nghiên cứu cho thấy khơng có mối quan hệ hạn chế tài nắm giữ tiền mặt 26 CHƢƠNG : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 33 3.1 Thu thập xử lý mẫu liệu nghiên cứu 33 3.1.1 Thu thập mẫu liệu nghiên cứu 33 3.1.2 Xử lý mẫu liệu nghiên cứu 33 3.2 Mơ hình nghiên cứu: 34 3.3 Phƣơng pháp phân loại 40 3.4 Mô tả mẫu nghiên cứu: 42 3.5 Phƣơng pháp nghiên cứu: 44 3.5.1 Thống kê mô tả 44 3.5.2 Phân tích ma trận hệ số tƣơng quan 44 3.5.3 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng hồi quy 44 CHƢƠNG 4: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 47 4.1 Mô tả liệu 47 4.1.1 Thống kê mô tả 47 4.1.2 Tƣơng quan biến 48 4.2 Kết nghiên cứu 48 4.2.1 Tác động hạn chế tài việc nắm giữ tiền mặt: 48 4.2.2 So sánh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt hai sàn chứng khoán Việt Nam 56 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 60 5.1 Kết luận 60 5.2 Khuyến nghị: 61 5.3 Hạn chế nghiên cứu: 62 5.4 Hƣớng nghiên cứu tiếp theo: 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO: 63 PHỤ LỤC 66 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề: Modigliani Millder (1958) khẳng định định đầu tƣ cơng ty khơng phụ thuộc vào việc công ty huy động vốn tài trợ cho dự án nhƣ chi phí huy động vốn bên ngồi hay bên cơng ty khơng có khác biệt thị trƣờng vốn hoàn hảo Do định đầu tƣ độc lập với định tài trợ hay nói cách khác độc lập với cấu trúc tài cơng ty Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu sau nghi ngờ việc có tồn thị trƣờng vốn hồn hảo hay khơng Trong mơ hình Greenwald cộng (1984); Myers Majluf (1984) tìm tồn thị trƣờng vốn khơng hồn hảo điều dẫn đến việc chi phí nguồn vốn bên ngồi cao chi phí nguồn vốn nội để giảm thiểu tác động bất lợi cơng ty nên dựa nhiều vào nguồn tài nội bộ: dịng tiền tiền mặt (các quỹ công ty) Các nghiên cứu Fazzari cộng (1988) tìm đầu tƣ phụ thuộc nhiều vào sẵn có nguồn vốn nội bộ, dịng tiền ảnh hƣởng quan trọng định đầu tƣ công ty đặc biệt cơng ty bị hạn chế tài (các cơng ty khó tiếp cận với nguồn vốn bên ngồi nguồn vốn có phi phí đắt đỏ so với nguồn vốn nội bộ) Bên cạnh dòng tiền tiền mặt đƣợc xem nguồn vốn nội bộ, nguồn vốn khác không đủ đáp ứng nhu cầu cơng ty bao gồm dịng tiền nắm giữ tiền mặt trở nên có giá trị Khi công ty đối mặt với hạn chế tài cơng ty sử dụng nguồn tiền mặt sẵn có để tài trợ cho chi phí cần thiết Nghiên cứu Almeida cộng (2004) cung cấp chứng công ty hạn chế gia tăng tài trợ bên tiết kiệm phần dịng tiền tích lũy dƣới dạng tiền mặt cơng ty khơng có hạn chế Đồng thời nghiên cứu Faulkender cộng (2006) cho thấy đƣợc tiền mặt mang lại nhiều giá trị cho cơng ty bị hạn chế tài cơng ty khơng hạn chế tài nắm giữ tiền mặt làm giảm khó khăn tài Hai tác giả tìm thấy chứng mối quan hệ lợi nhuận thặng dƣ thay đổi nắm giữ tiền mặt mạnh mẽ cho công ty bị hạn chế tài Mở rộng nghiên cứu việc nắm giữ tiền mặt cơng ty bị hạn chế tài khơng hạn chế tài chính, tác giả Denis Sibilkov (2010) dùng số liệu công ty niêm yết Mỹ để chứng minh việc đôla tăng thêm nắm giữ tiền đóng góp nhiều vào giá trị cơng ty bị hạn chế tài cơng ty khơng bị hạn chế tài Ngồi tác giả tìm thấy có mối tƣơng quan chiều tiền mặt với đầu tƣ rịng nhƣng khơng tìm thấy khác biệt tƣơng quan hai nhóm cơng ty, nghĩa cơng ty nắm giữ tiền mặt nhiều đầu tƣ nhiều Thêm vào đó, mơ hình nghiên cứu tìm đầu tƣ tác động vào giá trị công ty nhiều cho cơng ty hạn chế tài Khủng hoảng kinh tế giới năm 2007 – 2008 làm cho doanh nghiệp vừa nhỏ Việt Nam gặp nhiều khó khăn phần bị từ chối hợp đồng, sản phẩm tiêu thụ chậm, hàng tồn kho ngày nhiều, nhu cầu vốn lƣu động ngày cao Phần chịu ảnh hƣởng sách thắt chặt tiền tệ, hạn chế tăng trƣởng tín dụng ngân hàng làm lãi suất cho vay cao vƣợt xa khả kinh doanh doanh nghiệp Lãi suất vay không ngừng đƣợc nâng lên lãi suất cho vay tăng lên từ 14% năm 2007 tăng lên 21% - 24% vào năm 2010 (Vũ Đình Ánh, 2011) Chỉ số VN - Index liên tục dò đáy giảm xuống mức kỷ lục xuống 252,57 điểm vào ngày 24/02/2009 (Hạ Thị Thiều Dao, 2013) Các tổ chức nƣớc ngồi cung cấp thơng tin bất lợi nhƣ Fitch Ratings hạ định mức tín nhiệm Việt Nam từ “ổn định” xuống “tiêu cực”, Morgan Stanley (2012) nhận định tình trạng khủng hoảng tiền tệ xảy Việt Nam Tuy ngân hàng nhà nƣớc đƣa mức lãi trần nhƣng không đạt kết ngân hàng thƣơng mại không thực triệt để Nợ xấu ngân hàng ngày có xu hƣớng gia tăng Từ lý doanh nghiệp khó, lại khó điều đẩy doanh nghiệp đến việc đóng cửa, tuyên bố phá sản công nhân nạn nhân gánh hậu quả, thực tế thất nghiệp ngày nhiều Doanh số bán lẻ tiêu dùng dịch vụ năm 2011 tăng 4% thấp so với năm trƣớc (Hạ Thị Thiều Dao, 2013) Việc thiếu hụt nguồn vốn tài trợ, chi phí cho nguồn vốn bên đắt đỏ mà nguồn vốn nội lại không đủ trang trải cho nhu cầu phát triển, rào cản “hạn chế tài chính” Chính điều tạo động cho doanh nghiệp đặc biệt doanh nghiệp nhỏ, tuổi đời non trẻ buộc phải tích luỹ xây dựng nguồn vốn nội để trang trải cho chi phí hội đầu tƣ Bài nghiên cứu sâu tìm hiểu ảnh hƣởng hạn chế tài từ sau khủng hoảng kinh tế giới có cịn tác động mạnh mẽ đến định nắm giữ tiền mặt công ty Quyết định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam có khác biệt Trên sở đặt vấn đề, câu hỏi mục tiêu nghiên cứu đƣợc đƣa nhằm làm rõ vấn đề nghiên cứu nhƣ sau: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: Đề tài “Ảnh hƣởng hạn chế tài đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết Việt Nam” với mục tiêu tìm hiểu đặc điểm nắm giữ tiền mặt bị hạn chế tài doanh nghiệp đƣợc niêm yết sàn chứng khoán Hà Nội sàn chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh Từ nghiên cứu khác biệt nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp hai sàn chứng khoán 1.3 Phạm vi đối tƣợng nghiên cứu: Đề tài nghiên cứu chọn mẫu 102 công ty niêm yết sàn chứng khốn Hồ Chí Minh sàn chứng khoán Hà Nội (đã loại trừ cơng ty tài chính, ngân hàng, bảo hiểm) giai đoạn từ năm 2010 – 2016 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu: Nghiên cứu sử dụng chủ yếu phƣơng pháp nghiên cứu định lƣợng Dữ liệu đƣợc thu thập từ báo cáo tài đƣợc kiểm tốn công ty niêm yết giai đoạn từ năm 2010 – 2016 Dữ liệu sau thu thập đƣợc đƣa vào phân tích bao gồm bƣớc sau: 64 Jensen M C (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers “, The American Economic Review, Vol.76(2), pp 323-329 Joonghyuk, K., and James, L P., (2015), “How financial constraint and distress measures compare?”, Investment Management and FinancialInnovations, Vol.12(2), pp.41-50 Kaplan, S., and Zingales, L (1997), “Do Financing Constraints Explain Why Investment Is Correlated with Cash Flow?”, Quarterly Journal of Economics, Vol.112, pp.169–215 Keynes, J M (1936), “The general theory of employment, interest and money”, London: McMillan Lamont O A., and Christopher Polk (2001), “The Diversification Discount: Cash Flows Versus Returns”, Journal of Finance, Vol 56(5), pp.1693-721 Laeven, L (2003), “Does financial liberalization reduce financing constraints?”, Financial Management, Vol.32, pp.5–34 Marin M., and Niehaus G., (2011), “On the Sensitivity of Corporate Cash Holdings and Hedging to Cash Flows”, Department of Finance, HEC Montréal, pp.1-36 Megginson W L., and Wei Z., (2012), “State Ownership, Soft-Budget Constraint and Cash Holdings: Evidence from China’s Privatized Firms”, Australasian Finance and Banking Conference 2010 Paper, Vol.23, pp.1-48 Modigliani, F., and Miller, M.H (1958), “The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment”, American Economic Review, Vol.53, pp.261–97 Moyen N (2004), “Investment–Cash Flow Sensitivities: Constrained versus Unconstrained Firms”, Journal of Finance, Vol.59, pp.2061-92 Myers, S., and Majluf, N (1984), “Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have”, Journal of Financial Economics, Vol.13, pp.187–221 65 Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R M., and Williamson, R (1999), “The determinants and implications of corporate cash holdings”, Journal of Financial Economics, Vol.52, pp.3–46 Pulvino, T., and Tarhan, V (2005) “Cash flow sensitivities with constraints”, Financial Management Association Meetings Wald J K (1999), “How Firm Characteristics Affect Capital Structure: An International Comparison”, The Journal of Financial Research, Vol.22(2), pp.161187 Whited T N (1992), “Debt, Liquidity Constraints, and Corporate Investment: Evidence from Panel Data”, Journal of Finance, Vol 47, pp.1425-60 Whited, T M., and Wu G., (2006), “Financial Constraints Risk”, Review of Financial Studies, Vol.19, pp.531-559 Tiếng Việt: Hạ Thị Thiều Dao (2013), “Tác động khủng hoảng kinh tế tồn cầu đến kinh tế vĩ mơ Việt Nam”, Tạp chí Ngân hàng, số 7, tr 7-13 Vũ Đình Ánh (2011), “Biến động lãi suất tín dụng ngân hàng năm 2010”, Tin tức kiện – Ngân hàng Nhà nƣớc, số 3+4 66 PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY TỪ STATA Thống kê mô tả biến mơ hình Variable n Mean S.D Min 25 Mdn 75 Max cash 693 0.10 0.12 0.00 0.02 0.06 0.13 1.14 cvcft1 693 242.53 5014.60 -4.4e+04 -11.80 -0.67 11.00 1.0e+05 cf 693 0.07 0.14 -0.70 -0.01 0.06 0.14 1.19 lt1 693 0.50 0.21 0.00 0.33 0.53 0.65 1.82 sizet1 693 27.23 1.62 22.29 26.20 27.21 28.30 31.52 tqt1 693 1.08 0.60 0.03 0.83 0.97 1.16 10.54 se 693 0.36 0.48 0.00 0.00 0.00 1.00 1.00 kz 693 -20.06 75.25 -993.39 -13.02 -4.39 0.05 32.80 ww 692 -1.16 0.09 -1.36 -1.22 -1.16 -1.10 -0.83 - Ma trận tương quan biến | cash cvcft1 cf lt1 sizet1 tqt1 -+ -cash | 1.0000 cvcft1 | -0.0291 1.0000 cf | 0.2263 -0.0519 1.0000 lt1 | -0.0830 -0.0085 -0.0581 1.0000 sizet1 | -0.2396 0.0393 -0.0594 0.2846 1.0000 tqt1 | 0.1838 0.0461 0.2775 0.0347 0.0638 1.0000 67 Ước lượng mối quan hệ phân loại số KZ mơ hình OLS Source | SS df MS -+ -Model | 1.36945027 228241712 Residual | 8.3167954 686 012123608 -+ -Total | 9.68624567 692 013997465 Number of obs F(6, 686) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 693 18.83 0.0000 0.1414 0.1339 11011 -cash | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -4.20e-07 8.38e-07 -0.50 0.616 -2.07e-06 1.23e-06 cf | 1351162 0308263 4.38 0.000 0745911 1956413 lt1 | -.0065345 0203692 -0.32 0.748 -.0465279 033459 sizet1 | -.0146521 0027821 -5.27 0.000 -.0201145 -.0091897 tqt1 | 0307662 0073231 4.20 0.000 0163879 0451445 kzse | -.0008546 0002304 -3.71 0.000 -.0013069 -.0004023 _cons | 4533104 0740053 6.13 0.000 3080063 5986145 Ước lượng mối quan hệ phân loại số KZ mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 693 99 R-sq: within = 0.0934 between = 0.0605 overall = 0.0602 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, Xb) F(6,588) Prob > F = -0.3965 = = 10.09 0.0000 -cash | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -4.19e-07 7.44e-07 -0.56 0.574 -1.88e-06 1.04e-06 cf | 0707876 0288464 2.45 0.014 014133 1274423 lt1 | 1825164 040616 4.49 0.000 1027463 2622864 sizet1 | -.0360282 0103411 -3.48 0.001 -.0563383 -.0157182 tqt1 | 0081468 0093508 0.87 0.384 -.0102183 0265118 kzse | -.0004891 0002573 -1.90 0.058 -.0009944 0000162 _cons | 9721056 2804641 3.47 0.001 4212722 1.522939 -+ -sigma_u | 08945546 sigma_e | 08725383 rho | 51245709 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(98, 588) = 5.15 Prob > F = 0.0000 68 Ước lượng mối quan hệ phân loại số KZ mô hình REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 693 99 R-sq: within = 0.0763 between = 0.1695 overall = 0.1219 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 68.97 0.0000 -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -6.48e-07 7.32e-07 -0.89 0.376 -2.08e-06 7.87e-07 cf | 0975405 0275599 3.54 0.000 0435242 1515568 lt1 | 0595572 0279114 2.13 0.033 0048518 1142626 sizet1 | -.0197667 0044449 -4.45 0.000 -.0284786 -.0110549 tqt1 | 0254927 0078336 3.25 0.001 0101391 0408463 kzse | -.0005825 0002378 -2.45 0.014 -.0010486 -.0001165 _cons | 569363 119492 4.76 0.000 335163 803563 -+ -sigma_u | 06570671 sigma_e | 08725383 rho | 36187375 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định Hausman cho mối quan hệ Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (6); 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) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEM REM Difference S.E -+ -cvcft1 | -4.19e-07 -6.48e-07 2.30e-07 1.34e-07 cf | 0707876 0975405 -.0267528 0085189 lt1 | 1825164 0595572 1229592 0295061 sizet1 | -.0360282 -.0197667 -.0162615 0093371 tqt1 | 0081468 0254927 -.017346 0051061 kzse | -.0004891 -.0005825 0000934 0000983 -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) = 25.45 Prob>chi2 = 0.0001 69 Ước lượng mối quan hệ phân loại số WW mơ hình OLS Source | SS df MS -+ -Model | 1.21890219 203150365 Residual | 8.46127195 685 012352222 -+ -Total | 9.68017414 691 014008935 Number of obs F(6, 685) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 692 16.45 0.0000 0.1259 0.1183 11114 -cash | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -4.76e-07 8.47e-07 -0.56 0.574 -2.14e-06 1.19e-06 cf | 1411694 0312938 4.51 0.000 0797262 2026127 lt1 | 0016637 0214467 0.08 0.938 -.0404455 0437729 sizet1 | -.0192988 0031604 -6.11 0.000 -.025504 -.0130935 tqt1 | 0301424 0073924 4.08 0.000 0156279 0446569 wwse | 0124073 0092173 1.35 0.179 -.0056902 0305048 _cons | 5851573 0846541 6.91 0.000 4189446 7513701 Ước lượng mối quan hệ phân loại số WW mơ hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 692 99 R-sq: within = 0.0930 between = 0.0025 overall = 0.0091 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, Xb) F(6,587) Prob > F = -0.6830 = = 10.04 0.0000 -cash | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -4.09e-07 7.45e-07 -0.55 0.583 -1.87e-06 1.05e-06 cf | 0853876 0292967 2.91 0.004 0278484 1429268 lt1 | 1843978 0407584 4.52 0.000 1043477 2644479 sizet1 | -.0394893 0105431 -3.75 0.000 -.0601961 -.0187825 tqt1 | 009559 0093907 1.02 0.309 -.0088845 0280026 wwse | 1960983 1069902 1.83 0.067 -.0140319 4062286 _cons | 1.144696 2940879 3.89 0.000 5671034 1.722289 -+ -sigma_u | 11830705 sigma_e | 0873445 rho | 64722114 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(98, 587) = 5.33 Prob > F = 0.0000 70 Ước lượng mối quan hệ phân loại số WW mơ hình REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 692 99 R-sq: within = 0.0766 between = 0.1426 overall = 0.1079 Obs per group: = avg = max = 7.0 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 64.70 0.0000 -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -6.36e-07 7.32e-07 -0.87 0.385 -2.07e-06 8.00e-07 cf | 1039387 0276444 3.76 0.000 0497567 1581208 lt1 | 0719405 0290034 2.48 0.013 0150949 1287861 sizet1 | -.0252611 0050684 -4.98 0.000 -.035195 -.0153273 tqt1 | 0241627 0078995 3.06 0.002 00868 0396455 wwse | 025835 0160893 1.61 0.108 -.0056994 0573694 _cons | 7270586 1383467 5.26 0.000 455904 9982131 -+ -sigma_u | 06817812 sigma_e | 0873445 rho | 37860517 (fraction of variance due to u_i) Kiểm định Hausman cho mối quan hệ Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (6); 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) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FEM REM Difference S.E -+ -cvcft1 | -4.09e-07 -6.36e-07 2.27e-07 1.37e-07 cf | 0853876 1039387 -.0185511 0096998 lt1 | 1843978 0719405 1124573 0286366 sizet1 | -.0394893 -.0252611 -.0142282 0092449 tqt1 | 009559 0241627 -.0146037 0050778 wwse | 1960983 025835 1702633 1057735 -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) = 21.24 Prob>chi2 = 0.0007 71 Mối quan hệ bị hạn chế tài phân loại số KZ phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 296 Time variable : year Number of groups = 80 Number of instruments = 34 Obs per group: = Wald chi2(7) = 1044.43 avg = 3.70 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 1.14e-07 1.70e-07 0.67 0.503 -2.19e-07 4.47e-07 cf | 0877766 0314256 2.79 0.005 0261835 1493697 lt1 | 0551126 0280954 1.96 0.050 0000466 1101785 sizet1 | -.0075567 0015996 -4.72 0.000 -.0106919 -.0044215 tqt1 | -.088729 019792 -4.48 0.000 -.1275205 -.0499374 casht1 | 4089706 0301715 13.55 0.000 3498356 4681055 kzse | 0003133 0004178 0.75 0.453 -.0005056 0011323 _cons | 2910191 0396267 7.34 0.000 2133522 368686 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.80 Pr > z = 0.071 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 2.14 Pr > z = 0.133 -Sargan test of overid restrictions: chi2(26) = 102.43 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(26) = 34.45 Prob > chi2 = 0.124 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(12) = 21.46 Prob > chi2 = 0.144 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 13.00 Prob > chi2 = 0.527 iv(2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(21) = 17.77 Prob > chi2 = 0.664 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 16.69 Prob > chi2 = 0.005 72 Mối quan hệ không bị hạn chế tài phân loại số KZ phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 298 Time variable : year Number of groups = 74 Number of instruments = 34 Obs per group: = Wald chi2(7) = 1370.53 avg = 4.03 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 2.71e-06 1.45e-06 1.87 0.062 -1.36e-07 5.55e-06 cf | -.0007215 0320407 -0.02 0.982 -.0635201 0620771 lt1 | -.0284836 0219802 -1.30 0.195 -.071564 0145969 sizet1 | -.0031761 0046542 -0.68 0.495 -.0122982 0059461 tqt1 | -.0284448 0070994 -4.01 0.000 -.0423594 -.0145303 casht1 | 5595978 032227 17.36 0.000 4964341 6227615 kzse | -.0002235 000066 -3.39 0.001 -.0003529 -.0000942 _cons | 1611524 1258972 1.28 0.201 -.0856015 4079064 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.41 Pr > z = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.42 Pr > z = 0.673 -Sargan test of overid restrictions: chi2(26) = 64.97 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(26) = 35.30 Prob > chi2 = 0.105 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(12) = 16.50 Prob > chi2 = 0.169 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 18.81 Prob > chi2 = 0.172 iv(2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(21) = 29.22 Prob > chi2 = 0.109 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 6.09 Prob > chi2 = 0.298 73 Mối quan hệ bị hạn chế tài phân loại số WW phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 283 Time variable : year Number of groups = 76 Number of instruments = 38 Obs per group: = Wald chi2(7) = 8674.72 avg = 3.72 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 1.09e-07 1.36e-07 -0.80 0.426 3.76e-07 1.59e-07 cf | 1244433 0105932 11.75 0.000 103681 1452057 lt1 | -.0515871 0106631 4.84 0.000 -.0306878 0724865 sizet1 | -.0046651 002952 -1.58 0.014 -.0104509 0011207 tqt1 | 0124438 0023702 5.25 0.000 0077983 0170892 casht1 | 7112342 0211005 28.97 0.000 5698781 6525904 wwse | 0139251 0078423 1.78 0.076 -.0014455 0292957 _cons | 1120719 0789045 1.42 0.156 -.042578 2667218 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.59 Pr > z = 0.010 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.44 Pr > z = 0.662 -Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 55.94 Prob > chi2 = 0.003 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 34.60 Prob > chi2 = 0.257 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(16) = 26.46 Prob > chi2 = 0.148 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 8.14 Prob > chi2 = 0.882 gmm(cvcft1 casht1 wwse, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) = 1.86 Prob > chi2 = 0.395 Difference (null H = exogenous): chi2(28) = 32.74 Prob > chi2 = 0.245 iv(cf lt1 sizet1 tqt1 2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(20) = 19.37 Prob > chi2 = 0.498 Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 15.23 Prob > chi2 = 0.124 74 Mối quan hệ khơng bị hạn chế tài phân loại số WW phương pháp GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 311 Time variable : year Number of groups = 70 Number of instruments = 38 Obs per group: = Wald chi2(7) = 2849.71 avg = 4.44 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 3.77e-06 1.70e-06 2.22 0.026 4.42e-07 7.10e-06 cf | 1533723 0168587 9.10 0.000 1203299 1864147 lt1 | 0093647 0108655 0.86 0.389 -.0119314 0306608 sizet1 | 0049248 0018636 -2.64 0.008 -.0085774 -.0012723 tqt1 | -.0345299 0063039 -5.48 0.000 -.0468854 -.0221745 casht1 | 6321341 0297073 24.64 0.000 673909 7903593 wwse | -.0197939 0076842 2.58 0.010 0047331 0348546 _cons | 1802711 0524612 3.44 0.001 0774489 2830932 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.49 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.49 Pr > z = 0.623 -Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 69.13 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 40.14 Prob > chi2 = 0.102 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(16) = 30.99 Prob > chi2 = 0.113 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 9.14 Prob > chi2 = 0.822 gmm(cvcft1 casht1 wwse, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) = 2.26 Prob > chi2 = 0.323 Difference (null H = exogenous): chi2(28) = 37.87 Prob > chi2 = 0.101 iv(cf lt1 sizet1 tqt1 2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(20) = 22.55 Prob > chi2 = 0.312 Difference (null H = exogenous): chi2(10) = 17.59 Prob > chi2 = 0.062 75 Ước lượng trường hợp sàn Hồ Chí Minh phương pháp GMM (chỉ số KZ) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 187 Time variable : year Number of groups = 50 Number of instruments = 24 Obs per group: = Wald chi2(7) = 1496.83 avg = 3.74 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 5.28e-07 1.57e-07 3.37 0.001 2.21e-07 8.36e-07 cf | 2137163 0508958 4.20 0.000 1139624 3134702 lt1 | 0385827 0276172 1.40 0.162 -.015546 0927113 sizet1 | -.0030963 0018255 -1.70 0.090 -.0066742 0004816 tqt1 | -.1260111 0135046 -9.33 0.000 -.1524797 -.0995425 casht1 | 6468976 0504599 18.77 0.000 8479981 1.045797 kzse | (omitted) _cons | 1695847 0485574 3.49 0.000 0744139 2647555 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.49 Pr > z = 0.013 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.75 Pr > z = 0.180 -Sargan test of overid restrictions: chi2(16) = 22.58 Prob > chi2 = 0.125 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(16) = 20.56 Prob > chi2 = 0.196 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 11.86 Prob > chi2 = 0.105 Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 8.70 Prob > chi2 = 0.466 iv(2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(11) = 17.12 Prob > chi2 = 0.104 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 3.44 Prob > chi2 = 0.633 76 Ước lượng trường hợp sàn Hồ Chí Minh phương pháp GMM (chỉ số WW) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 130 Time variable : year Number of groups = 44 Number of instruments = 28 Obs per group: = Wald chi2(7) = 575268.16 avg = 2.95 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | -3.74e-07 3.10e-08 -12.07 0.000 -4.35e-07 -3.13e-07 cf | 0921038 0058371 15.78 0.000 0806633 1035444 lt1 | -.0355488 0048567 -7.32 0.000 -.0260298 0450678 sizet1 | -.0016999 0034074 -0.50 0.018 -.0049785 0083783 tqt1 | -.0600769 0045511 -13.20 0.000 -.068997 -.0511568 casht1 | 7657781 0015099 507.16 0.000 7628186 7687375 wwse | (omitted) _cons | 0030978 0921316 0.03 0.003 -.1774768 1836725 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.07 Pr > z = 0.038 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.11 Pr > z = 0.909 -Sargan test of overid restrictions: chi2(20) = 65.01 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(20) = 23.94 Prob > chi2 = 0.245 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(11) = 17.24 Prob > chi2 = 0.101 Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 6.70 Prob > chi2 = 0.668 gmm(cvcft1 casht1 wwse, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) = 9.40 Prob > chi2 = 0.109 Difference (null H = exogenous): chi2(18) = 14.54 Prob > chi2 = 0.693 iv(cf lt1 sizet1 tqt1 2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(11) = 15.96 Prob > chi2 = 0.143 Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 7.98 Prob > chi2 = 0.536 77 Ước lượng trường hợp sàn Hà Nội phương pháp GMM (chỉ số KZ) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 109 Time variable : year Number of groups = 30 Number of instruments = 34 Obs per group: = Wald chi2(7) = 97128.23 avg = 3.63 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 000201 0000214 9.41 0.000 0001591 0002428 cf | 2082068 0542367 3.84 0.000 1019048 3145089 lt1 | 1631746 0305385 5.34 0.000 1033203 2230289 sizet1 | -.0128376 0037215 -3.45 0.001 -.0201317 -.0055436 tqt1 | 0525401 0112474 4.67 0.000 0304955 0745847 casht1 | 7120273 0303499 10.28 0.000 2525427 3715119 kzse | 000042 0003592 0.12 0.907 -.000662 000746 _cons | 2243809 0889722 2.52 0.012 0499985 3987632 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.04 Pr > z = 0.296 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.02 Pr > z = 0.987 -Sargan test of overid restrictions: chi2(26) = 54.55 Prob > chi2 = 0.001 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(26) = 26.39 Prob > chi2 = 0.442 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(12) = 12.63 Prob > chi2 = 0.397 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 13.76 Prob > chi2 = 0.467 iv(2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(21) = 20.09 Prob > chi2 = 0.515 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 6.30 Prob > chi2 = 0.278 78 Ước lượng trường hợp sàn Hà Nội phương pháp GMM (chỉ số WW) Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 153 Time variable : year Number of groups = 32 Number of instruments = 38 Obs per group: = Wald chi2(7) = 176262.09 avg = 4.78 Prob > chi2 = 0.000 max = -cash | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -cvcft1 | 8.70e-06 1.08e-06 8.03 0.000 6.58e-06 0000108 cf | 1175753 0149747 7.85 0.000 0882256 1469251 lt1 | -.0262379 0105956 2.48 0.013 -.005471 0470048 sizet1 | -.0037747 0028338 -1.33 0.003 -.0093289 0017795 tqt1 | 0211388 0019586 10.79 0.000 0173 0249776 casht1 | 8842149 0143089 40.83 0.000 5561698 6122599 wwse | 1168283 0865991 -1.35 0.177 2865593 0529028 _cons | 0385677 0632939 -0.61 0.002 1626214 0854859 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.38 Pr > z = 0.017 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.70 Pr > z = 0.483 -Sargan test of overid restrictions: chi2(30) = 27.43 Prob > chi2 = 0.601 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(30) = 26.37 Prob > chi2 = 0.656 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(16) = 18.75 Prob > chi2 = 0.282 Difference (null H = exogenous): chi2(14) = 7.61 Prob > chi2 = 0.908 gmm(cvcft1 casht1 wwse, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) = 2.57 Prob > chi2 = 0.276 Difference (null H = exogenous): chi2(28) = 23.79 Prob > chi2 = 0.692 iv(cf lt1 sizet1 tqt1 2010b.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) Hansen test excluding group: chi2(21) = 23.93 Prob > chi2 = 0.296 Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 2.43 Prob > chi2 = 0.983 ... nghiên cứu: Đề tài ? ?Ảnh hƣởng hạn chế tài đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết Việt Nam? ?? với mục tiêu tìm hiểu đặc điểm nắm giữ tiền mặt bị hạn chế tài doanh nghiệp đƣợc niêm yết sàn chứng... quan hệ hạn chế tài nắm giữ tiền mặt 2.1 Lý thuyết hạn chế tài chính: Phần chủ yếu làm rõ hạn chế tài phƣơng pháp để nhận biết hạn chế tài doanh nghiệp 2.1.1 Khái niệm hạn chế tài Xét cách tiếp... TRÂN ẢNH HƯỞNG HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾ N QUYẾT ĐỊ NH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHI ỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số chuyên ngành: 60 34 02 01 LU ẬN VĂN THẠ C SĨ TÀI CHÍNH