Biến giải thích Nhóm cơng ty chƣa niêm yết Nhóm cơng ty đã niêm yết
Hệ số p-value Hệ số p-value Size -0.007 0.555 0.268*** 0.000 Growth -0.01 0.373 -0.0007 0.899 Cash_Flow -0.098*** 0.009 -0.106** 0.034 Cash 0.035 0.656 -0.097 0.589 Collateral 0.083 0.179 -0.040 0.829 Leverage 0.106* 0.074 -0.697*** 0.001 Observations 91 1265 Hansen J statistic 13.059 0.365 14.455 0.273 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)
Kiểm định J (J – Test) được tác giả sử dụng để đánh giá các biến cơng cụ có tương quan với phần dư hay khơng hay nói một cách dễ hiểu đó là kiểm định dữ liệu có phù hợp đáp ứng điều kiện của mơ hình hay khơng. Nhìn vào kết quả hồi quy trong bảng 4.6 cho thấy, giá trị p-value trong kiểm định J của Hansen là 0.365 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và 0.273 cho nhóm cơng ty đã niêm yết, cả hai giá trị đều lớn hơn 0.05 nên tác giả chấp nhận giả thuyết H0, tức dữ liệu phù hợp với điều kiện của mơ hình.
Ước lượng ảnh hưởng của dòng tiền đối với việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty được tác giả trình bày trong bảng 4.6 tương tự kết quả trong bảng 4.5. Các hệ số của biến dòng tiền đều âm và có ý nghĩa thống kê, cụ thể là -0.098 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và -0.106 cho nhóm cơng ty đã niêm yết. Nghĩa là, khi cần huy động thêm các nguồn tài trợ bên ngồi, thì với mỗi 1 đồng dịng tiền thiếu hụt, các công ty đã niêm yết sẽ huy động được 0.106 đồng từ vay nợ và phát hành cổ phần mới, trong khi các công ty chưa niêm yết chỉ huy động được 0.098 đồng để thay thế. Đúng như kỳ vọng của tác giả, các công ty đã niêm yết hiển thị giá trị ước tính cao hơn so với các cơng ty chưa niêm yết. Một lần nữa, điều này đã chứng thực cho giả thuyết H1 về mối quan hệ giữa dòng tiền và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty chưa niêm yết và các công ty đã niêm yết. Tuy nhiên, trong mơ hình mở rộng, hệ số ước lượng của biến SIZE chỉ có ý nghĩa cho nhóm cơng ty đã niêm yết theo đúng dấu mà tác giả kỳ vọng, cụ thể hệ số của SIZE là 0.268 với mức ý nghĩa 1%. Các biến hồi quy còn lại như GROWTH, CASH, COLLATERAL cho thấy hệ số ước lượng khơng có ý nghĩa thống kê nên khơng ảnh hưởng đáng kể đến việc huy động nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty. Hệ số LEVERAGE của các cơng ty đã niêm yết có giá trị -0.697 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, hàm ý rằng khi tỷ lệ địn bẩy tài chính năm trước của các cơng ty đã niêm yết tăng 1% thì huy động tài trợ từ vay nợ và phát hành cổ phần mới của công ty trong năm nay sẽ giảm 0.697% so với trước đây và ngược lại. Điều này có thể được giải thích là do các cơng ty đã niêm yết sử dụng tỷ lệ địn bẩy tài chính năm trước lớn sẽ làm tăng chi phí sử dụng nguồn tài trợ bên ngồi của năm nay do gia tăng các rủi ro đối với chủ nợ và các nhà đầu tư, từ đó làm giảm nhu cầu gia tăng các nguồn tài trợ bên ngồi của cơng ty để thực hiện các cơ hội đầu tư do chi phí sử dụng vốn quá cao làm cho việc thực hiện các quyết định đầu tư khơng cịn khả thi nữa. Đối với nhóm cơng ty chưa niêm yết, hệ số của biến LEVERAGE lại mang dấu dương, ngược với kỳ vọng của tác giả. Kết quả này có thể được giải thích là do tại Việt Nam, thị trường chứng khốn phát triển thiếu tính bền vững, các cơng ty chưa niêm yết phải đối mặt với tình trạng bất cân xứng thông tin trầm trọng nên hầu như không
thể gia tăng tài trợ bằng cách phát hành thêm cổ phần mới, do đó các cơng ty này chủ yếu phụ thuộc vào nguồn tài trợ đến từ nợ vay. Vì vậy, để thực hiện các cơ hội đầu tư trong khi dịng tiền nội bộ thiếu hụt, các cơng ty chưa niêm yết buộc phải chấp nhận vay nợ thêm dù chi phí sử dụng nợ vay của năm nay có mắc hơn do tỷ lệ địn bẩy của cơng ty năm trước lớn làm gia tăng rủi ro cho các chủ nợ.
Như vậy, kết quả hồi quy của cả hai mơ hình (1) và (2) đều hướng tới chấp nhận giả thuyết H1 cho rằng, tồn tại tương quan âm giữa dòng tiền nội bộ và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty, và tương quan này thể hiện rõ hơn ở nhóm cơng ty đã niêm yết được xem là các công ty khơng bị hạn chế tài chính do các cơng ty đã niêm yết có khả năng tiếp cận thị trường vốn dễ dàng hơn.
L5.COLLATERAL L5.LEVERAGE L6.CASH L6.COLLATERAL L3.LEVERAGE L4.CASH L4.COLLATERAL L4.LEVERAGE L5.CASH Excluded instruments: L2.CASH L2.COLLATERAL L2.LEVERAGE L3.CASH L3.COLLATERAL Included instruments: SIZE GROWTH CASH_FLOW
Instrumented: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE
Regressors tested: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE
Chi-sq(3) P-val = 0.2719 Endogeneity test of endogenous regressors: 3.905 -endog- option:
Chi-sq(12) P-val = 0.2726 Hansen J statistic (overidentification test of all instruments): 14.455 NB: Critical values are for Cragg-Donald F statistic and i.i.d. errors.
Source: Stock-Yogo (2005). Reproduced by permission.
30% maximal IV relative bias 4.37 20% maximal IV relative bias 5.94 10% maximal IV relative bias 10.33 Stock-Yogo weak ID test critical values: 5% maximal IV relative bias 18.73 (Kleibergen-Paap rk Wald F statistic): 2.331 Weak identification test (Cragg-Donald Wald F statistic): 5.766 Chi-sq(13) P-val = 0.0179 Underidentification test (Kleibergen-Paap rk LM statistic): 25.831 CASH_FLOW -.1062826 .0500405 -2.12 0.034 -.2044993 -.0080658 GROWTH -.0007101 .0055953 -0.13 0.899 -.0116924 .0102721 SIZE .2679181 .0260384 10.29 0.000 .2168113 .3190249 L1. -.6967374 .200542 -3.47 0.001 -1.09035 -.3031246 LEVERAGE L1. -.0401276 .1859709 -0.22 0.829 -.4051412 .324886 COLLATERAL L1. -.0966996 .1787275 -0.54 0.589 -.4474963 .254097 CASH EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust
Residual SS = 8.790350241 Root MSE = .1015 Total (uncentered) SS = 12.88888615 Uncentered R2 = 0.3180 Total (centered) SS = 12.88888615 Centered R2 = 0.3180 Prob > F = 0.0000 F( 6, 854) = 22.51 Number of obs = 1265
4.2.2. Kết quả kiểm định giả thuyết 2
Như đã đề cập trong chương 2, tác giả dự đốn tài sản hữu hình có tác động đến ảnh hưởng của dịng tiền đối với việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty, theo đó các cơng ty có càng nhiều tài sản hữu hình thì càng dễ gia tăng các nguồn tài trợ bên ngồi khi có nhu cầu. Hàm ý rằng, khi có sự thiếu hụt trong dịng tiền, các cơng ty nắm giữ nhiều tài sản hữu hình sẽ huy động được nhiều nguồn tài trợ bên ngoài bằng cách vay nợ hơn để bù đắp cho sự thiếu hụt do cơng ty có thể sử
L6.LEVERAGE
L5.COLLATERAL L5.LEVERAGE L6.CASH L6.COLLATERAL L3.LEVERAGE L4.CASH L4.COLLATERAL L4.LEVERAGE L5.CASH Excluded instruments: L2.CASH L2.COLLATERAL L2.LEVERAGE L3.CASH L3.COLLATERAL Included instruments: SIZE GROWTH CASH_FLOW
Instrumented: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE
Regressors tested: L.CASH L.COLLATERAL L.LEVERAGE
Chi-sq(3) P-val = 0.7586 Endogeneity test of endogenous regressors: 1.177 -endog- option:
Chi-sq(12) P-val = 0.3648 Hansen J statistic (overidentification test of all instruments): 13.059 NB: Critical values are for Cragg-Donald F statistic and i.i.d. errors.
Source: Stock-Yogo (2005). Reproduced by permission.
30% maximal IV relative bias 4.37 20% maximal IV relative bias 5.94 10% maximal IV relative bias 10.33 Stock-Yogo weak ID test critical values: 5% maximal IV relative bias 18.73 (Kleibergen-Paap rk Wald F statistic): 0.948 Weak identification test (Cragg-Donald Wald F statistic): 0.516 Chi-sq(13) P-val = 0.8122 Underidentification test (Kleibergen-Paap rk LM statistic): 8.463 CASH_FLOW -.0979679 .0360941 -2.71 0.009 -.170396 -.0255399 GROWTH -.0100735 .0111984 -0.90 0.373 -.0325447 .0123978 SIZE -.0071744 .0120767 -0.59 0.555 -.0314081 .0170593 L1. .106317 .0583421 1.82 0.074 -.0107551 .223389 LEVERAGE L1. .08252 .0605981 1.36 0.179 -.039079 .204119 COLLATERAL L1. .0353499 .0788405 0.45 0.656 -.1228551 .1935549 CASH EXTFIN_DE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust
Residual SS = .0157501168 Root MSE = .0174 Total (uncentered) SS = .018411622 Uncentered R2 = 0.1446 Total (centered) SS = .018411622 Centered R2 = 0.1446 Prob > F = 0.0089 F( 6, 52) = 3.23 Number of obs = 91
ảnh hưởng của tài sản hữu hình, tương quan âm giữa dịng tiền nội bộ và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty sẽ trở nên rõ ràng hơn. Để kiểm định giả thuyết H2 liên quan tới tác động của tài sản hữu hình, tác giả đã ước lượng mơ hình (3) với biến phụ thuộc EXTFIN_DE. Bảng 4.7 dưới đây trình bày các kết quả hồi quy với hai nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết riêng biệt theo mơ hình (3).