Biến giải thích Nhóm cơng ty chƣa niêm yết Nhóm cơng ty đã niêm yết
Hệ số p-value Hệ số p-value Size 0.006*** 0.002 0.013*** 0.007 Growth 0.002* 0.078 0.021*** 0.000 Cash_Flow -0.011** 0.019 -0.256*** 0.000 Macro2008-2010 0.004*** 0.009 -0.020*** 0 .009 Macro2008-2010 x Cash_flow 0.013** 0.014 0.06** 0.039 Observations 1507 4571 R-square within 0.0273 0.055
Wald test (F-statistic) 6.99*** 0.000 46.59*** 0.000 Hausman test (χ2
) 19.18*** 0.002 81.48*** 0.000
Chow test 0.000
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 12)
.
F test that all u_i=0: F(256, 1245) = 1.21 Prob > F = 0.0215
rho .23522717 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .02072331 sigma_u .01149308 _cons -.1477498 .0496944 -2.97 0.003 -.2452439 -.0502558 MACRO20082010xCASH_FLOW .0126213 .0051222 2.46 0.014 .0025721 .0226704 MACRO20082010 .0040835 .0015547 2.63 0.009 .0010333 .0071337 CASH_FLOW -.0112675 .0048038 -2.35 0.019 -.0206919 -.0018431 GROWTH .0017106 .000971 1.76 0.078 -.0001943 .0036155 SIZE .005828 .001896 3.07 0.002 .0021082 .0095477 EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.5454 Prob > F = 0.0000
F(5,1245) = 6.99 overall = 0.0161 max = 10 between = 0.0419 avg = 5.9 R-sq: within = 0.0273 Obs per group: min = 4 Group variable: ID Number of groups = 257 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1507
Tác giả đưa thêm biến giả MACRO2008-2010 và biến tương tác giữa biến khủng hoảng và biến dòng tiền MACRO2008-2010xCASH_FLOW vào mơ hình (4) để kiểm định xem trong những năm nền kinh tế chịu tác động của khủng hoảng thì ảnh hưởng của dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các cơng ty có thay đổi khơng. Kiểm định Hausman có giá trị p-value cho hai nhóm cơng ty lần lượt là 0.002 và 0.000, các giá trị p-value này đều nhỏ hơn 0.05 nên tác giả đã lựa chọn hồi quy theo mơ hình tác động cố định. Kiểm định Wald cũng cho thấy biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.
Quan sát các kết quả ước lượng cho biến tương tác MACRO2008-2010xCASH_FLOW của hai nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết ở bảng 4.8, tác giả ghi nhận hệ số dương 0.013 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và 0.06 cho nhóm cơng ty đã niêm yết, cả hai hệ số này đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này ngụ ý rằng, trong những năm 2008, năm 2009 và năm 2010 khi nền kinh tế chịu tác động của khủng hoảng, dịng tiền sẽ có tác động tích cực đến việc gia tăng nguồn tài trợ
. estimates store fe .
F test that all u_i=0: F(535, 4030) = 1.17 Prob > F = 0.0060
rho .18325059 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .14256399 sigma_u .06752866 _cons -.2639468 .1284919 -2.05 0.040 -.5158621 -.0120316 MACRO20082010xCASH_FLOW .0596198 .0289041 2.06 0.039 .0029517 .1162878 MACRO20082010 -.020396 .0077771 -2.62 0.009 -.0356433 -.0051487 CASH_FLOW -.2561085 .0274633 -9.33 0.000 -.3099519 -.2022652 GROWTH .0214213 .0023603 9.08 0.000 .0167938 .0260488 SIZE .0129755 .0047946 2.71 0.007 .0035753 .0223756 EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.5204 Prob > F = 0.0000
F(5,4030) = 46.59 overall = 0.0474 max = 10 between = 0.1195 avg = 8.5 R-sq: within = 0.0547 Obs per group: min = 5 Group variable: ID Number of groups = 536 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 4571
bên ngồi của các cơng ty chứ không phải là tác động thay thế nữa, tức là khi dòng tiền gia tăng sẽ làm tăng khả năng huy động nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty trong thời kỳ khủng hoảng. Cụ thể, trong những năm này, khi dịng tiền gia tăng 1 đồng thì các cơng ty chưa niêm yết sẽ tăng thêm được 0.013 đồng nguồn tài trợ huy động từ nợ vay và phát hành vốn cổ phần mới, trong khi các công ty đã niêm yết sẽ tăng thêm được 0.06 đồng. Kết quả mơ hình (4) của nghiên cứu này trùng khớp với kết quả trong nghiên cứu của Gracia và Francisco (2014) tại Tây Ban Nha, cho rằng cả công ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết đều bị hạn chế nghiêm trọng trong việc tài trợ cho các cơ hội đầu tư bằng cách vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới khi dòng tiền sụt giảm trong thời kỳ khủng hoảng. Nói cách khác, cả cơng ty chưa niêm yết và công ty đã niêm yết đều phản ứng bằng cách tìm kiếm các khoản nợ mới và phát hành vốn chủ sở hữu mới khi xảy ra các cú sốc dòng tiền, nhưng khủng hoảng sẽ làm giảm tác động thay thế giữa dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty. Điều này có thể giải thích là do nền kinh tế Việt Nam cịn kém phát triển, khủng hoảng có ảnh hưởng mạnh mẽ tới tồn bộ nền kinh tế, do đó mà khi các cơng ty có sự gia tăng trong dịng tiền sẽ kéo theo sự gia tăng trong khả năng huy động vốn từ thị trường do tăng niềm tin đối với chủ nợ và nhà đầu tư. Dấu hệ số hồi quy của các biến SIZE, GROWTH và CASH_FLOW vẫn theo đúng dự báo của tác giả.
Như vậy, với những kết quả và phân tích nêu trên, tác giả đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H3, nghĩa là khủng hoảng kinh tế không chỉ ảnh hưởng tới tác động thay thế giữa dòng tiền và nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết mà cịn ảnh hưởng tới cả các công ty đã niêm yết.
Kết quả kiểm định Chow bốn mơ hình nghiên cứu cho thấy có sự khác biệt thống kê trong các hệ số của hai phương trình hồi quy tuyến tính dựa trên mẫu dữ liệu của các công ty đã niêm yết và mẫu dữ liệu của các công ty chưa niêm yết (Kết quả kiểm định được tác giả trình bày ở phụ lục C). Do đó, việc tách mẫu dữ liệu thành hai nhóm cơng ty chưa niêm yết và cơng ty đã niêm yết để hồi quy riêng lẻ sẽ cho kết quả tốt hơn.
HƢƠNG 5: KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này đã kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền nội bộ đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty đã niêm yết và các công ty đại chúng chưa niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2015, với một tập hợp dữ liệu mẫu gồm 793 công ty, tạo thành 6090 quan sát. Trước tiên, tác giả xem xét có tồn tại tương quan âm giữa dòng tiền và nguồn trợ bên ngồi hay khơng và tương quan này có sự khác biệt giữa nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết hay không? Tiếp theo, tác giả kiểm định ảnh hưởng của tài sản hữu hình đối với mối quan hệ này. Cuối cùng, tác giả nghiên cứu mối quan hệ này dưới tác động của khủng hoảng.
Từ kết quả hồi quy theo phương pháp FEM và phương pháp GMM, đề tài “Ảnh hưởng của dòng tiền đối với việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các công ty Việt Nam trong điều kiện hạn chế tài chính” đạt được những kết quả thực nghiệm như sau:
Đầu tiên, nghiên cứu hỗ trợ cho giả thuyết H1 cho rằng, tồn tại tương quan âm giữa
dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các công ty Việt Nam, và tương quan âm này ở các công ty chưa niêm yết được xem là các công ty bị hạn chế tài chính sẽ ít rõ ràng hơn so với các cơng ty đã niêm yết được xem là các cơng ty khơng bị hạn chế tài chính do các cơng ty chưa niêm yết gặp nhiều khó khăn hơn trong việc tiếp cận thị trường vốn.
Dấu của hệ số biến CASH_FLOW mang dấu âm và có ý nghĩa ở mức dưới 5%, chứng tỏ việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty có tương quan âm với dòng tiền. Khi so sánh hệ số của biến CASH_FLOW giữa các công ty đã niêm yết và các công ty chưa niêm yết tác giả thấy rằng, hệ số hồi quy ở các cơng ty đã niêm yết ln có giá trị lớn hơn, bất kể là biến gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài được tác giả sử dụng để chạy hồi quy là gia tăng từ nợ vay EXTFIN_D, phát hành vốn cổ phần mới EXTFIN_E hay là từ cả hai nguồn này EXTFIN_DE. Điều này hàm ý rằng, dịng tiền có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên
công ty không bị hạn chế tài chính. Từ các kết quả đó, tác giả đủ cơ sở để chấp nhận giả thuyết H1.
Nghiên cứu sử dụng cả kỹ thuật hồi quy GMM để kiểm định mơ hình mở rộng, xem xét thêm ảnh hưởng của tỷ lệ nắm giữ tiền và tương đương tiền năm trước, tài sản có thể chuyển đổi thành tiền năm trước và tỷ lệ đòn bẩy tài chính năm trước đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty, nhằm khắc phục các vi phạm của FEM và đem đến các kết quả đáng tin cậy hơn cả về khả năng giải thích, độ lớn và ý nghĩa thống kê của biến nghiên cứu. Kết quả hồi quy của bài nghiên cứu ủng hộ cho kết quả nghiên cứu trước đây của Gracia và Francisco (2014).
Thứ hai, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng hỗ trợ cho giả thuyết H2 cho rằng, tài sản
hữu hình sẽ làm gia tăng hiệu ứng thay thế giữa dòng tiền và nguồn tài trợ bên ngồi ở cả các cơng ty chưa niêm yết và các công ty đã niêm yết.
Biến giả TANG được tác giả sử dụng để xem xét ảnh hưởng của tài sản hữu hình đối với việc huy động nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty. Về tổng thể, cả các công ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết đều có hệ số biến tương tác TANGxCASH_FLOW âm và có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng tài sản hữu hình có vai trị quan trọng trong việc tạo tài sản thế chấp để gia tăng niềm tin cho chủ nợ và nhà đầu tư từ đó gia tăng khả năng huy động nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty để bù đắp cho sự thiếu hụt trong dòng tiền. Kết quả nghiên cứu này trái ngược với nghiên cứu của Gracia và Francisco (2014) cho rằng, tài sản hữu hình chỉ ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết mà không ảnh hưởng tới các công ty đã niêm yết.
Cuối cùng, nghiên cứu khơng tìm thấy bằng chứng hỗ trợ cho giả thuyết H3 cho
rằng, mối quan hệ giữa dòng tiền và nguồn tài trợ bên ngồi sẽ ít tương quan âm hơn cho các cơng ty chưa niêm yết trong thời gian khủng hoảng kinh tế, trong khi các công ty đã niêm yết không bị ảnh hưởng do các cơng ty này có thể dễ dàng tiếp cận với thị trường vốn khi có nhu cầu.
Biến tương tác MACRO2008-2010xCASH_FLOW được tác giả sử dụng để xem xét ảnh hưởng của những năm nền kinh tế chịu tác động của khủng hoảng đến hiệu ứng
thay thế giữa dòng tiền và nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty Việt Nam. Hệ số hồi quy của biến MACRO2008-2010xCASH_FLOWmang dấu dương cho cả hai nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết, chứng tỏ rằng khủng hoảng sẽ làm