Kết quả phân tích VIF của các cơng ty đã niêm yết

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) ảnh hưởng của dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các công ty việt nam trong điều kiện hạn chế tài chính (Trang 64)

Biến số VIF 1/VIF

Collateral 1.64 0.609 Cash 1.39 0.717 Leverage 1.37 0.732 Cash_Flow 1.04 0.96 Size 1.14 0.881 Growth 1.03 0.975

Giá trị trung bình của VIF 1.27

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA 12)

Bảng 4.4b: Kết quả phân tích VIF của các cơng ty chƣa niêm yết

Biến số VIF 1/VIF

Collateral 1.54 0.648 Cash 1.58 0.634 Leverage 1.68 0.597 Cash_Flow 1.03 0.968 Size 1.34 0.745 Growth 1.02 0.978

Thông qua kết quả kiểm định được tác giả trình bày ở hai bảng 4.4a và 4.4b, thừa số phóng đại phương sai trung bình của mơ hình cho các cơng ty đã niêm yết và các công ty chưa niêm yết lần lượt là 1.27 và 1.37 và tất cả thừa số phóng đại phương sai của các biến đều nhỏ hơn 10. Do đó, tác giả đi đến kết luận, khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình nghiên cứu và lựa chọn mơ hình tác động cố định hoặc mơ hình tác động ngẫu nhiên dựa trên kết quả kiểm định đặc điểm của Hausman để kiểm định các giả thuyết của bài nghiên cứu.

4.2. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu 4.2.1. Kết quả kiểm định giả thuyết 1 4.2.1. Kết quả kiểm định giả thuyết 1

4.2.1.1. Mơ hình cơ sở

Bản chất dữ liệu của bài nghiên cứu cho phép tác giả sử dụng phương pháp dữ liệu bảng để kiểm định các mơ hình được thảo luận trong chương 3 bằng cách đồng thời kết hợp dữ liệu chéo và dữ liệu chuỗi thời gian. Loại phân tích này cho phép tác giả kiểm sốt tính khơng đồng nhất của các cơng ty trong mẫu và giảm cộng tuyến giữa các biến xem xét. Hơn nữa, phương pháp kinh tế lượng tác giả sử dụng trong bài nghiên cứu còn cho phép loại bỏ sai lệch tiềm ẩn trong kết quả ước lượng do sự tương quan giữa các biến giải thích và các hiệu ứng riêng lẻ khơng quan sát được. Để xác định tính chất cố định hay ngẫu nhiên của các hiệu ứng riêng lẻ không quan sát được, tác giả sử dụng kiểm định đặc điểm của Hausman (1978).

Tác giả bắt đầu phân tích thực nghiệm bằng cách ước lượng mơ hình cơ sở (1). Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy các biến theo như bài nghiên cứu gốc của José López - Gracia và Francisco Sogorb - Mira (2014) cho hai nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết.

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mơ hình 1 cho hai nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chƣa niêm yết

Biến giải thích Biến phụ thuộc (EXTFIN)

Nhóm cơng ty chƣa niêm yết Nhóm cơng ty đã niêm yết

Hệ số p-value Hệ số p-value SIZE Debt 0.055*** 0.000 0.024*** 0.000 Debt+Equity 0.005*** 0.008 0.014*** 0.005 Equity -0.011** 0.025 -0.011*** 0.000 GROWTH Debt 0.028*** 0.000 0.01*** 0.000 Debt+Equity 0.002** 0.035 0.022*** 0.000 Equity 0.0148*** 0.000 0.01*** 0.000 CASH_FLOW Debt -0.1224*** 0.000 -0.158*** 0.000 Debt+Equity -0.0134*** 0.005 -0.227*** 0.000 Equity -0.027** 0.026 -0.07*** 0.000 Observations Debt 1507 4571 Debt+Equity 1507 4571 Equity 1507 4572 R-squared within Debt 0.06 0.034 Debt+Equity 0.0202 0.053 Equity 0.0406 0.04 Ward test (F-statistic) Debt 26.44*** 0.000 47.22*** 0.000 Debt+Equity 8.56*** 0.000 74.87*** 0.000 Equity 17.60*** 0.000 55.33*** 0.000 Hausman test (χ2 ) Debt 27.12*** 0.000 67.08*** 0.000 Debt+Equity 14.09*** 0.003 87.44*** 0.000 Equity 7.88** 0.049 97.91*** 0.000 Chow test (p-value of difference) Debt 0.689 Debt+Equity 0.000 Equity 0.000

Kết quả kiểm định Hausman cho thấy, mơ hình tác động cố định là phù hợp với cả ba biến phụ thuộc cho cả hai nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết vì tất cả giá trị p-value đều nhỏ hơn 0.05.

Quan sát các hệ số hồi quy hiệu ứng cố định được ước tính từ mơ hình (1) trong bảng 4.5, tác giả thấy rằng, biến dịng tiền CASH_FLOW có tương quan âm với các biến nguồn tài trợ bên ngoài trong cả hai nhóm cơng ty đã niêm yết và cơng ty chưa niêm yết, tất cả các giá trị tương quan đều có ý nghĩa ở mức nhỏ hơn 5%, đúng theo kỳ vọng của tác giả. Tương quan âm này được tác giả giải thích rằng, khi có sự thiếu hụt trong dịng tiền nội bộ thì các cơng ty sẽ có xu hướng gia tăng huy động các nguồn tài trợ bên ngoài bằng cách vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới để bù đắp cho sự thiếu hụt nhằm tài trợ cho các cơ hội đầu tư và ngược lại, sẽ giảm sử dụng các nguồn tài trợ bên ngoài khi có sự dư thừa trong dịng tiền do chi phí sử dụng vốn của nguồn tài trợ nội bộ luôn rẻ hơn. Cụ thể, hệ số tương quan giữa CASH_FLOW và EXTFIN_DE lần lượt là -0.0134 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và -0.227 cho nhóm cơng ty đã niêm yết, nghĩa là đối với mỗi 1 đồng dòng tiền nội bộ bị thiếu hụt thì một cơng ty đã niêm yết sẽ gia tăng thêm 0.227 đồng từ các nguồn tài trợ bên ngoài bằng cách vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới, trong khi đó các công ty chưa niêm yết chỉ gia tăng được thêm 0.0134 đồng. Kết quả tương tự khi tác giả xem xét riêng biệt gia tăng tài trợ từ nợ vay và gia tăng tài trợ từ phát hành vốn cổ phần mới, đối với gia tăng tài trợ từ nợ vay kết quả lần lượt là -0.158 và -0.1224 cho nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết, và lần lượt - 0.07 và -0.027 cho biến gia tăng tài trợ từ phát hành cổ phần mới. Từ kết quả kiểm định, tác giả thấy rằng các cơng ty đã niêm yết ln có hệ số tương quan âm cao hơn cho biến dòng tiền so với các công ty chưa niêm yết, bất kể biến phụ thuộc được tác giả sử dụng trong mơ hình là EXTFIN_D, EXTFIN_DE hay EXTFIN_E. Điều này là do các cơng ty đã niêm yết có thể dễ dàng tiếp cận với thị trường vốn bằng cách phát hành vốn cổ phần mới hay vay nợ do có sự minh bạch về thơng tin và quy mô lớn hơn các cơng ty chưa niêm yết, từ đó tăng lịng tin cho các nhà đầu tư và chủ nợ, dẫn đến tăng khả năng huy động tài trợ bên ngồi. Vì vậy, khi có sự

thiếu hụt trong dịng tiền, các cơng ty đã niêm yết sẽ gia tăng được nhiều nguồn tài trợ bên ngồi hơn các cơng ty chưa niêm yết để tài trợ cho các cơ hội đầu tư. Qua đó cho thấy, các kết quả này phù hợp với bài nghiên cứu gốc của Gracia và Francisco (2014), hướng đến chấp nhận giả thuyết H1, nghĩa là nguồn tài trợ bên ngồi và dịng tiền của cơng ty có tương quan âm và tương quan này thể hiện rõ hơn ở các công ty đã niêm yết.

Các hệ số cho hai biến độc lập SIZE và GROWTH cũng phù hợp với kỳ vọng của tác giả. Quy mơ cơng ty có xu hướng tương quan dương với việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty. Khi xét biến phụ thuộc là gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài từ cả nợ vay và phát hành vốn cổ phần mới (EXTFIN_DE) thì hệ số của biến quy mơ cơng ty dương cho cả hai nhóm cơng ty, nhóm cơng ty chưa niêm yết có hệ số tương quan là 0.005, trong khi ở nhóm cơng ty đã niêm yết hệ số này là 0.014 và cả hai hệ số trên đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này hàm ý rằng, khi quy mô tài sản của cơng ty tăng lên 1 đồng thì nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty đã niêm yết sẽ tăng thêm 0.014 đồng và của các công ty chưa niêm yết tăng thêm 0.005 đồng. Kết quả tương tự khi xem xét biến phụ thuộc là huy động nguồn tài trợ riêng biệt từ nợ vay (EXTFIN_D), con số tương ứng là 0.055 cho nhóm cơng ty chưa niêm yết và 0.024 cho nhóm cơng ty đã niêm yết, đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mặc dù, khi xét biến phụ thuộc là EXTFIN_E, kết quả hồi quy cho thấy tương quan âm giữa biến SIZE và EXTFIN_E cho cả hai nhóm cơng ty, nhưng con số này khơng đáng kể, chỉ -0.011. Do vậy, về tổng thể có thể kết luận, quy mơ cơng ty và việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngồi của các cơng ty có xu hướng tương quan dương với nhau. Điều này có thể được giải thích là do các cơng ty có quy mơ càng lớn thì càng dễ tiếp cận với nguồn vốn bên ngoài, tăng khả năng vay nợ, huy động vốn khi cần thiết do có lợi thế kinh tế theo quy mô và cung cấp nhiều tài sản thế chấp cho các chủ nợ, các nhà đầu tư hơn. Do đó, khi có sự thiếu hụt trong dịng tiền nội bộ, các cơng ty có quy mơ càng lớn sẽ càng gia tăng được nhiều nguồn tài trợ bên ngoài để bù đắp cho dòng tiền thiếu hụt nhằm tài trợ cho các cơ hội đầu tư.

Tương tự, hệ số hồi quy của biến GROWTH là dương và có ý nghĩa thống kê cho cả hai nhóm cơng ty, hàm ý rằng sự gia tăng các cơ hội đầu tư làm cho cả hai nhóm cơng ty đều hướng đến việc huy động thêm các nguồn tài trợ bên ngoài bằng cách vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới để tài trợ cho các nhu cầu đầu tư. Kết quả được tác giả trình bày trong bảng 4.5 cho thấy, hệ số tương quan của biến GROWTH và EXTFIN_DE cho hai nhóm cơng ty đã niêm yết và công ty chưa niêm yết lần lượt là 0.022 và 0.002 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 5%. Điều này có nghĩa là, khi cơ hội đầu tư của cơng ty tăng 1 đồng thì các cơng ty đã niêm yết sẽ gia tăng thêm 0.022 đồng từ vay nợ và phát hành cổ phần mới để tài trợ cho các nhu cầu đầu tư đó, trong khi các cơng ty chưa niêm yết chỉ gia tăng thêm được 0.002 đồng. Thực tế, khi cơ hội đầu tư tăng thì nhu cầu vốn của các công ty cũng tăng theo và một khi dịng tiền nội bộ khơng đủ để tài trợ cho các cơ hội đầu tư thì các cơng ty sẽ phải gia tăng thêm các nguồn tài trợ bên ngoài từ vay nợ và phát hành vốn cổ phần mới để bù đắp cho sự thiếu hụt trong dòng tiền. Tác giả nhận thấy hệ số này ở các cơng ty đã niêm yết có giá trị lớn hơn các công ty chưa niêm yết do các công ty đã niêm yết thường là những cơng ty có quy mơ lớn hơn, cơng khai, minh bạch về thông tin hơn do đó sẽ dễ dàng gia tăng các nguồn tài trợ bên ngồi hơn so với các cơng ty chưa niêm yết.

Ngồi ra, tác giả cịn sử dụng thêm kiểm định Wald để xác định các hệ số trong mơ hình hồi quy có ý nghĩa hay không. Quan sát kết quả hồi quy trong bảng 4.5 cho thấy, các giá trị p-value trong kiểm định Wald cho cả hai nhóm cơng ty là 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1% nên tác giả bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số đều bằng 0, tức các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.

4.2.1.2. Mơ hình mở rộng

Khi ước lượng mơ hình mở rộng, tác giả nghi ngờ có tồn tại hiện tượng nội sinh trong mơ hình nghiên cứu. Chẳng hạn, tỷ lệ tiền và tương đương tiền công ty nắm giữ năm trước sẽ ảnh hưởng đến dòng tiền hiện tại, nếu năm trước cơng ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt cao thì sẽ làm tăng dịng tiền nội bộ của năm nay và ngược lại. Kế

Hausman (1978) để thực hiện kiểm định nội sinh với các biến giải thích CASHt-1, COLLATERALt-1, LEVERAGEt-1. Kết quả kiểm định Hausman (1978) cho thấy, tất cả các biến này đều bị nội sinh (Kết quả kiểm định được tác giả trình bày ở phụ lục 5A và phụ lục 5B). Do đó, để giải quyết hiện tượng nội sinh, tác giả sử dụng các biến công cụ thông qua phương pháp moment tổng quát GMM. Trong mơ hình 2, các biến CASH, COLLATERAL và LEVERAGE được lấy độ trễ là 1 và đã được tác giả công cụ với năm độ trễ từ 2 đến 6.

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mơ hình 2 với biến phụ thuộc EXTFIN_DE

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

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) ảnh hưởng của dòng tiền đến việc gia tăng nguồn tài trợ bên ngoài của các công ty việt nam trong điều kiện hạn chế tài chính (Trang 64)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(120 trang)