Phân tích hồi quy 3SLS cho phương trình dịng tiền- 123docz.net

CHƯƠNG 4 :KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ

4.3. Phân tích hồi quy 3SLS

4.3.2. Phân tích hồi quy 3SLS cho phương trình dịng tiền

Tiến hành hồi quy hệ phương trình đồng thời bằng phương pháp 3SLS với các biến nội sinh và ngoại sinh đã trình bày ở trên cho phương trình dịng tiền. Cách xây dựng mơ hình nghiên cứu và các biến độ trễ quý M1=8 độ trễ quý lên các biến phụ thuộc có độ trễ CF và M2=4 độ trễ quý vào các biến nội sinh có độ trễ cịn lại là L và σ . Phương trình hồi quy dịng tiền tổng quát:

CFit = 1n CFit-n + 2n Lit-n + 3n σit-n + λ1 INV +λ2 GDP + ε1it

Theo phương trình tổng quát ở trên, ta thấy dịng tiền chịu tác động của nhiều nhân tố bao gồm: Biến độ trễ của dòng tiền với độ trễ 8 quý, biến độ trễ của đòn bẩy với độ trễ 4 quý, biến độ trễ của rủi ro với độ trễ 4 quý theo như các giả định ban đầu về việc

xây dựng độ trễ. Ngoài các biến nội sinh có độ trễ tác động lên độ biến động của dịng tiền thì dịng tiền cịn chịu tác động của các nhân tố ngoại sinh như: INV, GDP.

Bảng 4.6: Bảng kết quả hồi quy 3SLS lên phương trình dịng tiền.

CF Tồn bộ mẫu N=187 Nhóm ngành sản xuất N=91 Nhóm ngành phi sản xuất N=96 CF- Lagged L1 0.250*** (0.000) 0.214*** (0.000) 0.27*** (0.000) L2 -0.009 (0.574) 0.002 (0.968) -0.04** (0.049) L3 0.109*** (0.000) 0.062 (0.108) 0.12*** (0.000) L4 0.096*** (0.000) 0.074* (0.054) 0.20*** (0.000) L5 0.015 (0.205) 0.021 (0.407) -0.003 (0.856) L6 -0.018 (0.150) -0.003 (0.910) -0.013 (0.467) L7 0.023** (0.050) 0.006 (0.792) 0.053*** (0.004) L8 0.011 (0.282) -0.001 (0.940) 0.018 (0.263) L L0 0.156 (0.297) -2.22*** (0.000) 0.04 (0.725) L1 -0.192 1.84*** -0.07

(0.162) (0.000) (0.530) L2 -0.010 (0.673) 0.19** (0.020) -0.03 (0.254) L3 0.019 (0.422) 0.79 (0.241) 0.023 (0.412) L4 0.022 (0.228) -0.042 (0.434) 0.032 (0.121) Risk L0 -0.047 (0.140) 0.049 (0.329) 0.074 (0.218) L1 0.037 (0.248) - 0.04 (0.398) -0.077 (0.213) L2 0.008 (0.398) - 0.007 (0.734) -0.0006 (0.971) L3 0.006 (0.491) 0.012 (0.562) 0.007 (0.648) L4 -0.013** (0.037) -0.002 (0.871) 0.006 (0.539) GDP -0.024*** (0.000) -0.003*** (0.008) -0.011* (0.099) INV -0.086** (0.031) 0.19*** (0.009) -0.185*** (0.000)

*Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12

Ghi chú: Bảng 4.6 trình bày kết quả hồi quy 3SLS tác động của các nhân tố lên dịng tiền, dữ liệu là tồn bộ cơng ty trong mẫu. Giá trị P-value được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy

***: mức ý nghĩa 1% **: Mức ý nghĩa 5%

*: Mức ý nghĩa 10%

Theo bảng phân tích trên ta thấy:

 Khi hồi quy cho toàn bộ mẫu và cho từng nhóm ngành, biến phụ thuộc dịng

tiền bị tác động mạnh bởi độ trễ của chính nó, tức là bị tác động bởi dòng tiền của những thời kỳ trước đó. Tác động này thể hiện cụ thể như sau:

- Hồi quy tổng thể mẫu: Dòng tiền bị tác động cùng chiều bởi độ trễ của chính nó

cách đó một kỳ trước đó với hệ số hồi quy 0.250 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%(giá trị P-value là 0.000), tác động cùng chiều với độ trễ của nó cách 3 kỳ trước đó với hệ số 0.109 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000), tác động cùng chiều với độ trễ của nó cách 4 thời kỳ với hệ số 0.096 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( Giá trị P-Value 0.000), tác động cùng chiều với độ trễ của chính nó cách 7 thời kỳ trước đó với hệ số hồi quy 0.023 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%( giá trị P-Value 0.05).

- Hồi quy cho nhóm ngành sản xuất: Có sự khác biệt so với khi hồi quy tồn bộ

mẫu, rõ ràng mức tác động của độ trễ dịng tiền những kỳ trước đó khơng mạnh và lâu dài như khi hồi quy toàn bộ mẫu, ở đây dòng tiền chỉ chịu tác động của độ trễ chính nó cách 1 thời kỳ và 4 thời kỳ trước đó và sự tác động này cũng diễn ra theo chiều hướng cùng chiều. Tại độ trễ của dòng tiền cách 1 thời kỳ tác động lên độ biến động của dòng tiền với hệ số 0.214 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000), độ trễ của dòng tiền cách 4 thời kỳ tác động lên dịng tiền với hệ số 0.074 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%( giá trị P-Value 0.054).

- Hồi quy cho nhóm ngành phi sản xuất: So với nhóm ngành sản xuất ta thấy

được độ biến động của dòng tiền bị tác động mạnh bởi độ trễ của chính nó mạnh hơn so với nhóm ngành phi sản xuất, và bị tác động gần như lâu dài hơn. Đặc điểm này cũng có thể lý giải do đặc tính ngành nghề, nhóm ngành phi sản xuất bao gồm những ngành nghề kinh doanh thương mại chịu ảnh hưởng nhiều của biến động giá cả thị trường nên dòng tiền cho hoạt động kinh doanh cũng chịu ảnh hưởng lâu dài, cụ thể dòng tiền của nhóm ngành này bị tác động bởi độ trễ của chính nó cách 1 thời kỳ, 2 thời kỳ, 3 thời kỳ, 4 thời kỳ và 7 thời kỳ trước đó và sự tác động này diễn ra theo

những chiều hướng trái ngược nhau. Tại độ trễ của dịng tiền cách 1 thời kỳ trước đó tác động cùng chiều với dịng tiền với hệ số 0.27 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P- value 0.000), nhưng tại độ trễ của dòng tiền cách 2 thời kỳ trước đó lại tác động ngược chiều với độ biến động của dòng tiền với hệ số -0.04 và cũng có ý nghĩa thống kế với mức ý nghĩa 5%( giá trị P-Value 0.049). Sau đó, độ trễ của dịng tiền cách 3 thời kỳ lại tác động cùng chiều trở lại với dòng tiền mức hệ số hồi quy 0.12 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000). Tương tự như vậy độ trễ của dịng tiền cách đó 4 thời kỳ ở mức hệ số 0.20 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000). Sự tác động của độ trễ của dịng tiền khơng chỉ dừng lại tại 4 thời kỳ trước đó, cũng giống như hồi quy cho tồn bộ mẫu, thì tác động của độ trễ của dòng tiền thể hiện sự tác động dai dẳng cho đến 7 kỳ trước đó . Sự tác động này lại diễn ra theo chiều hướng cùng chiều với hệ số hồi quy 0.053 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Do tỷ trọng của các cơng ty trong nhóm ngành phi sản xuất cũng tương đối lớn nên gần như những tác động của nó khi hồi quy gần giống với kết quả khi hồi quy toàn bộ mẫu.

 Kết quả hồi quy còn cho thấy sự tác động khơng đồng thời của độ trễ của địn

bẩy lên độ biến động của dòng tiền. Trong khi hồi quy cho tồn bộ mẫu và nhóm ngành phi sản xuất khơng thấy có sự tác động giữa hai nhân tố này với nhau nhưng lại nhận thấy sự tác động rõ ràng và rất mạnh trong nhóm ngành sản xuất. Cũng giống như phân tích ở trên, dịng tiền bị tác động bởi độ trễ của đòn bẩy tại cùng thời điểm hiện tại và bị tác động bởi đòn bẩy ở 1 thời kỳ và 2 thời kỳ trước đó. Dịng tiền bị tác động bởi đòn bẩy tại cùng thời điểm hiện tại theo chiều hướng ngược chiều với hệ số -2.22 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000).Điều này được giải thích là do trong cùng thời điểm các nhà quản trị tài chính doanh nghiệp trong lĩnh vực sản xuất luôn ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ trước cho các hoạt động sản xuất của mình sau đó mới sử dụng nguồn vốn từ bên ngoài, nên lúc này dòng tiền hiện tại tác động ngược chiều với đòn bẩy hiện tại. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của lý thuyết trật tự phân hạng. Tại thời điểm địn bẩy có độ trễ cách 1 thời kỳ trước đó cũng tác động lên dịng tiền nhưng tác động theo chiều

hướng tương quan cùng chiều với hệ số 1.84 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000), tại độ trễ của đòn bẩy cách 2 thời kỳ trước đó cũng tác động lên dịng tiền với hệ số 0.19 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%( giá trị P-Value 0.020). Như vậy điều này cũng minh chứng cho kết quả nghiên cứu của hàm ý lý thuyết phát tín hiệu trong các lý thuyết về cấu trúc vốn cho rằng đòn bẩy tại thời điểm hiện tại tác động đến dòng tiền tương lai theo hướng tương quan cùng chiều. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shenoy và Koch(1995); Mohammad Hassani và Elahe Mahdvi Sabet(2013).

 Kết quả nghiên cứu của tác giả cũng cho thấy dịng tiền hầu như khơng bị tác

động bởi độ trễ của rủi ro khi hồi quy cho từng nhóm ngành, tuy nhiên khi hồi quy biến này cho tồn bộ mẫu ta thấy có sự tác động của độ trễ rủi ro cách 4 thời kỳ trước đó. Vì khi có sự thay đổi bất kỳ trong rủi ro thì sẽ dẫn tới thay đổi trong dòng tiền, tuy nhiên sự tác động mạnh này diễn ra sau một thời gian dài 4 quý sau đó. Điều này cũng là vấn đề khá phổ biến của nền kinh tế bắt buộc các nhà quản trị rủi ro phải tính toán xem xét kỹ lưỡng các mối tương quan theo thời gian để tránh xảy ra những thiệt hại cho daonh nghiệp. Độ trễ của rủi ro cách đó 4 thời kỳ tức cách 1 năm trước đó tác động ngược chiều lên dịng tiền khi hồi quy cho tồn bộ mẫu với hệ số hồi quy là - 0.013 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%( giá trị P-Value 0.037).

 Khi hồi quy tác động của các nhân tố lên dòng tiền , tác giả cũng đưa vào mơ

hình nghiên cứu của mình các biến ngoại sinh có thể tác động lên dịng tiền. Để kiểm định các biến ngoại sinh đưa vào mơ hình, hai biến ngoại sinh mà tác giả đưa vào kiểm định xem liệu chúng có tác động lên độ biến động của dịng tiền khơng đó là biến GDP và INV. Theo kết quả hồi quy ta thấy 2 biến này có tác động mạnh lên dịng tiền khi hồi quy cho toàn bộ mẫu và hồi quy cho từng nhóm ngành riêng biệt. Tác động này diễn ra theo chiều hướng khác nhau đối với từng biến ngoại sinh. Tác động cụ thể của các biến đó thể hiện như sau:

- Biến ngoại sinh INV: Theo kết quả hồi quy cho thấy sự khác biệt giữa hồi quy

cho toàn bộ mẫu và hồi quy cho từng nhóm ngành. Kết quả hồi quy cho sự tương quan ngược chiều giữa đầu tư ròng và dòng tiền cho hồi quy tồn bộ mẫu và nhóm

ngành phi sản xuất, nhưng lại tương quan cùng chiều với nhóm ngành sản xuất. Tương quan ngược chiều của đầu tư rịng và dịng tiền cho tồn bộ mẫu thể hiện ở hệ số hồi quy là -0.086 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%( giá trị P-Value 0.031), đối với nhóm ngành phi sản xuất hệ số này là -0.185 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Sự tác động ngược chiều này là khá mạnh. Còn hệ số tác động cùng chiều của đầu tư ròng và dòng tiền với hệ số 0.19 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.009). Kết quả này cùng phù hợp với các giả thiết H2 nêu ở trên về mối tương quan giữa đầu tư và dòng tiền, đồng thời đưa ra một vài giải thích về vấn đề đầu tư và dòng tiền của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tương quan âm giữa đầu tư rịng và dịng tiền của cơng ty cho thấy dòng tiền của công ty không phụ thuộc vào đầu tư của nó. Rất nhiều các nghiên cứu về tương quan này được thực hiện ở các nền kinh tế phát triển vì đầu tư là nhân tố đóng vai trị rất quan trọng trong nền kinh tế của họ. Nghiên cứu của Fazzari, Hubbard và Petersen(1988) cho rằng đầu tư và dịng tiền có mối tương quan quan trọng với nhau. Đối với những công ty khơng mắc phải những “hạn chế về tài chính” thì đầu tư khơng phụ thuộc vào dịng tiền nội bộ của cơng ty. Cịn ở Việt Nam, thị trường chứng khoán vẫn còn khá bấp bênh và các kênh thu hút vốn khác vẫn chưa được phát triển mạnh mẽ , kết quả hồi quy cho thấy đối với tổng thể mẫu và các cơng ty trong nhóm ngành phi sản xuất có dịng tiền hoạt động khơng phụ thuộc vào đầu tư. Nguyên nhân có thể là do các cơng ty này có thể tận dụng các mối quan hệ của mình để có thể dễ dàng có được các khoản vay cho hoạt động. Hơn nữa có thể là do ở những công ty này hiệu quả hoạt động kém, tăng trưởng thấp nên dòng tiền nội bộ sản sinh từ hoạt động đầu tư của công ty cũng khơng cao. Cịn đối với những công ty thuộc nhóm ngành sản xuất ở Việt Nam, do đặc tính ngành sản xuất địi hỏi phải mua sắm trang thiết bị tài sản phục vụ cho việc sản xuất, khi gia tăng đầu tư thì lợi nhuận thu được sẽ làm dòng tiền tương lai cũng tăng lên tương ứng, điều này dẫn đến tương quan cùng chiều giữa đầu tư và dịng tiền cho nhóm ngành sản xuất.

- Biến ngoại sinh GDP: Tác động ngược chiều lên độ biến động của dòng tiền ở

biệt trong các nghiên cứu trước đây. Trong các nghiên cứu trước đây và cả nghiên cứu của Shenoy và Koch(1995) đều cho kết quả tương quan dương giữa chỉ số GDP với dịng tiền trong đa số các nhóm ngành mà các ơng đưa vào nghiên cứu. Cịn khi hồi quy mơ hình này ở nền Kinh tế Việt Nam cho kết quả mối tương quan giữa GDP và dòng tiền là ngược chiều cho hồi quy tồn bộ mẫu với hệ số -0.024 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-Value 0.000), hồi quy cho nhóm ngành sản xuất với hệ số -0.003 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%( giá trị P-value 0.008) và khi hồi quy cho nhóm ngành phi sản xuất với hệ số hồi quy-0.011 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%( giá trị P-Value 0.099). Kết quả này không phù hợp với giả thiết nêu ở trên. Điều này có thể cho thấy, Kinh tế Việt Nam là nền kinh tế đang trên đà phát triển. Mối tương quan này có ý nghĩa rằng trong nền kinh tế đang tăng trưởng tức GDP đang ở mức cao thì tỷ lệ dịng tiền đưa vào trong nền kinh tế nên giảm để tránh rủi ro về kinh tế. Mặt khác, giai đoạn tác giả nghiên cứu là khoảng 2007-2013, nền kinh tế Việt Nam có nhiều biến động lớn do ảnh hưởng của nền kinh tế thế giới. Hơn nữa, do sự phân chia các nhóm ngành trong nghiên cứu không cụ thể như các nghiên cứu trước đây, kết quả hồi quy cũng cho rằng trong một số ngành cơng nghiệp đặc biệt chỉ số GDP cũng có mối tương quan ngược chiều với dòng tiền.

Bảng 4.7: Bảng tổng hợp kết quả hồi quy các biến độc lập tác động lên dòng tiền.

Giả thuyết Biến ngoại sinh Kỳ vọng tương quan Kết quả nghiên cứu

H2 INV +/- +/-

H3 GDP + -

Ghi chú:

+/-: Tương quan cùng chiều và ngược chiều +: Tương quan cùng chiều

-: Tương quan ngược chiều

Tóm lại, sự tác động của các nhân tố tác động lên dòng tiền thể hiện ở những

 Tổng thể: Dòng tiền bị tác động bởi độ trễ của chính nó cách 1 thời kỳ, ba thời

kỳ, 4 thời kỳ và 7 thời kỳ trước đó. Dịng tiền khơng chịu sự tác động của độ trễ của đòn bẩy nhưng chịu sự tác động của độ trễ của rủi ro cách 4 kỳ quan sát trước đó. Ngồi ra, dịng tiền cịn bị tác động ngược chiều bởi biến ngoại sinh GDP và đầu tư

Phân tích hồi quy 3SLS cho phương trình dịng tiền

Dữ liệu và biến nghiên cứu