Biến giải thích Nhóm cơng ty chƣa niêm yết Nhóm cơng ty đã niêm yết
Hệ số p-value Hệ số p-value Size 0.005*** 0.006 0.024*** 0.000 Growth 0.002** 0.036 0.02*** 0.000 Cash_Flow -0.009* 0.090 -0.184*** 0.000 Tang 0.004** 0.015 0.044*** 0.000 Tang x Cash_flow -0.008* 0.096 -0.082*** 0.000 Observations 1507 4571 R-square within 0.025 0.0704
Wald test (F-statistic) 6.46*** 0.000 61.03*** 0.000 Hausman test (χ2
) 29.97*** 0.000 91.13*** 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)
Tương tự như mơ hình (1), kiểm định Hausman trong mơ hình (3) cũng đưa tới lựa chọn mơ hình tác động cố định cho cả hai nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết. Thống kê kiểm định Wald cũng cho thấy hệ số trong mơ hình hồi quy là có ý nghĩa và các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.
Bảng 4.7 cho thấy kết quả ước lượng của các biến SIZE, GROWH và CASH_FLOW có ý nghĩa thống kê và hiển thị đúng dấu kỳ vọng ban đầu của tác giả so với bài nghiên cứu gốc. Cụ thể, kết quả hồi quy của biến CASH_FLOW là -
công ty đã niêm yết với mức ý nghĩa 1%. Kết quả hồi quy mơ hình (3) cũng cho thấy, tồn tại tương quan âm giữa dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty và tương quan này thể hiện rõ ràng hơn ở các công ty đã niêm yết được xem là các cơng ty khơng bị hạn chế tài chính.
Trong mơ hình này, tác giả tập trung vào các hệ số ước lượng của biến tài sản hữu hình và thuật ngữ tương quan giữa tài sản hữu hình và dòng tiền, nhằm mục tiêu kiểm định tác động khác biệt của dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty phụ thuộc vào việc các công ty nắm giữ tài sản hữu hình nhiều hay ít. Như được trình bày trong bảng 4.7, hệ số tương quan của biến TANG là dương và có ý nghĩa thống kê cho cả hai mẫu, với giá trị 0.004 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và 0.044 cho nhóm cơng ty đã niêm yết. Điều này có nghĩa là, các cơng ty có nhiều tài sản hữu hình sẽ có nguồn tài trợ bên ngồi lớn hơn, tài sản hữu hình tăng sẽ làm gia tăng khả năng huy động các nguồn tài trợ bên ngồi do tài sản hữu hình có thể được sử dụng làm tài sản thế chấp cho các chủ nợ và tác động này của tài sản hữu hình đối với các cơng ty đã niêm yết sẽ mạnh mẽ hơn các công ty chưa niêm yết. Cụ thể, khi giá trị tài sản hữu hình tăng 1 đồng thì các cơng ty đã niêm yết sẽ tăng thêm 0.044 đồng từ vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới trong khi các công ty chưa niêm yết chỉ huy động được thêm 0.004 đồng. Do đó, cả cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết đều cố gắng để tích lũy thêm tài sản hữu hình nhằm gia tăng khả năng huy động các nguồn tài trợ bên ngoài trong tương lai để bù đắp cho sự thiếu hụt trong dòng tiền. Hơn nữa, kết quả hồi quy trong bảng 4.7 còn cho thấy, có sự tác động khác biệt của dòng tiền đến nguồn tài trợ bên ngoài phụ thuộc vào việc các cơng ty nắm giữ tài sản hữu hình nhiều hơn hay ít hơn. Hệ số của biến tương tác TANGxCASH_FLOW có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê cho cả hai nhóm cơng ty, cụ thể hệ số này là -0.008 với mức ý nghĩa 10% cho nhóm cơng ty chưa niêm yết, trong khi kết quả cho nhóm cơng ty đã niêm yết là -0.082 với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này hướng đến chấp nhận giả thuyết H2 của bài nghiên cứu, nghĩa là tài sản hữu hình sẽ làm gia tăng ảnh hưởng thay thế của dòng tiền đối với việc huy động nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết và các công ty
đã niêm yết ở Việt Nam. Điều này trái ngược với kết quả trong bài nghiên cứu của Gracia và Francisco (2014) cho rằng, việc các công ty đầu tư vào tài sản hữu hình nhiều hay ít chỉ tác động đến ảnh hưởng của dòng tiền đối với việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết, trong khi đó, các cơng ty đã niêm yết khơng bị ảnh hưởng vì các cơng ty này được cho là khơng bị hạn chế tài chính và có thể dễ dàng tiếp cận với các nguồn tài trợ bên ngồi khi có nhu cầu. Ngun nhân dẫn đến sự khác biệt này là do thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển thiếu tính bền vững nên việc huy động vốn thơng qua phát hành cổ phần mới là rất khó cho cả các cơng ty đã niêm yết. Cho nên các công ty đã niêm yết mặc dù có khả năng phát hành vốn cổ phần mới dễ dàng hơn các công ty chưa niêm yết nhưng từ yếu tố thị trường cũng làm cho các công ty này phải hướng đến nguồn tài trợ từ nợ vay và kết quả là tài sản hữu hình cũng sẽ tác động tới khả năng thay thế giữa dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty đã niêm yết.
.
F test that all u_i=0: F(256, 1245) = 1.23 Prob > F = 0.0134 rho .24116242 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .02074472 sigma_u .01169467 _cons -.1287299 .0484248 -2.66 0.008 -.223733 -.0337267 TANGxCASH_FLOW -.008487 .005092 -1.67 0.096 -.0184768 .0015028 TANG .0041939 .0017201 2.44 0.015 .0008192 .0075686 CASH_FLOW -.0090514 .0053379 -1.70 0.090 -.0195237 .001421 GROWTH .0020232 .000965 2.10 0.036 .0001299 .0039165 SIZE .005055 .0018501 2.73 0.006 .0014254 .0086846 EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.5353 Prob > F = 0.0000 F(5,1245) = 6.46 overall = 0.0102 max = 10 between = 0.0179 avg = 5.9 R-sq: within = 0.0253 Obs per group: min = 4 Group variable: ID Number of groups = 257 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1507
4.2.3. Kết quả kiểm định giả thuyết 3
Suy thoái kinh tế sẽ làm trầm trọng hơn những hạn chế về tài chính, từ đó ảnh hưởng tới khả năng huy động các nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty, trong giai đoạn này các công ty chưa niêm yết sẽ gặp nhiều khó khăn hơn khi tiếp cận với nguồn vốn bên ngoài. Với ý nghĩa này, tương quan âm giữa dòng tiền và việc huy động nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết được tác giả dự báo sẽ nhỏ hơn trong những năm nền kinh tế chịu ảnh hưởng của khủng hoảng, tức là trong giai đoạn này dịng tiền sẽ có tác động tích cực lên việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết. Để kiểm định giả thuyết H3 liên quan tới tác động của khủng hoảng, tác giả đã ước lượng mơ hình (4) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE. Bảng 4.8 trình bày các kết quả hồi quy với hai nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết riêng biệt theo mơ hình (4).
. estimates store fe .
F test that all u_i=0: F(535, 4030) = 1.22 Prob > F = 0.0009 rho .19628995 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .1413725 sigma_u .06986574 _cons -.5730269 .1321928 -4.33 0.000 -.8321978 -.313856 TANGxCASH_FLOW -.0818632 .0202325 -4.05 0.000 -.12153 -.0421964 TANG .0436138 .0050773 8.59 0.000 .0336594 .0535681 CASH_FLOW -.1839616 .0225209 -8.17 0.000 -.2281149 -.1398083 GROWTH .0196583 .0023487 8.37 0.000 .0150535 .024263 SIZE .0236666 .0049192 4.81 0.000 .0140223 .0333109 EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.5406 Prob > F = 0.0000 F(5,4030) = 61.03 overall = 0.0556 max = 10 between = 0.1148 avg = 8.5 R-sq: within = 0.0704 Obs per group: min = 5 Group variable: ID Number of groups = 536 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 4571