5. Main results5.1. Full sample res

5. Main results
5.1. Full sample results
To test formally whether the value of cash balances is contingent upon internal control quality, we place emphasis on the coefficient onMWt DCAt. Considering the first model specification in
Table 2, we find that the coefficient on the interaction term is 0.24
(p< 0.01). This indicates that cash and marketable securities are
significantly more valuable for weak ICFR firms vis-à-vis effective
ICFR firms. To put the magnitude of this result into perspective,
we find that the value of an extra dollar of cash for the mean firm
with effective ICFR is $1.28 (=1.572–0.3350.184–1.1650.199).
On average, the marginal value of cash does not fall below its face
value but instead rises to $1.52 for weak ICFR firms. These findings
are consistent with the reasoning that the adverse impact of cashinduced agency costs on weak ICFR firms is more than offset by the
favorable impact of precautionary cash.
This inference is not driven by unobserved macro factors
because the results hold with year effects (column 2). They are also
robust to both additions of year- and industry-effects, which are
based on theFama and French’s (1997)48-industry classification
(column 3).
5
A potential criticism of the baseline regressions is that
the market-to-book ratio, a key element of our benchmark return, is
endogenous. This, in turn, could make the interpretation of our findings controversial. To address this possibility, we follow Masulis
et al. (2009)and use an industry-adjusted return as an alternative
measure of excess return. We redefine the dependent variable as
the spread between the firm’s raw return and the value-weighted
average return for the industry-matched firms. It is interesting to
note that the coefficient onMW

tDCAt in column 4 becomes somewhat stronger, increasing by about 17%. In short, the additional tests
enhance our confidence that the interconnection between the value
of cash and internal control quality is not driven by the endogenous
nature of market-to-book ratios or spuriously caused by the lack of
controls for time and industry effects.
However, it seems also possible that the association between
ineffective internal control and the value of cash assets reflects a
spurious link due to the deficiency of controls for financial constraints and governance mechanisms. To address this likelihood,
we, similar toFaulkender and Wang (2006), include a debt rating
dummy (BDRATEt), whose value is set to one if the firm has an
investment grade bond rating and zero otherwise. Akin to
Dittmar and Mahrt-Smith (2007), we incorporate the firm’s
Gompers, Ishii, and Metrick index, which is not reported each year.
Given that the index is quite sticky, we, consistent withDittmar
and Mahrt-Smith (2007), use the firm’s most recently available
index for the year in which the firm’s index is not reported.
BecauseGINDEXt is missing for 65% of our firm-years, the inclusion
of this variable reduces the vast majority of variations in the variable of primary interest (MWt). To enhance the power of this sensitivity test, we followBiddle et al. (2009)andCheng et al. (2013).
In particular, we assign a value of zero to the observation with
missingGINDEXt and add an indicator variable (NGINDEXt)to
denote the missingGINDEXt
.
We then include the aforementioned variables and their interactions with changes in cash holdings in our analyses. In columns
1 and 2 of Table 3, the negatively significant coefficients on
BDRATE

tDCAt indicate that the marginal value of cash reserves is
remarkably higher for firms without an investment bond grade rating than for their counterparts with an investment grade rating.
More importantly, we find that the value of an additional dollar
of cash continues to be significantly greater for ineffective ICFR
firms relative to effective ICFR firms, regardless of utilizing either
measure of adjusted excess returns (significant at the 1% level).
Our basic conclusion in columns 3 and 4 is unaltered, when we
use an alternative constraint indicator variable (PAYOUTt
) equal
to one if the firm has a payout ratio above the sample median
and zero otherwise.
6
Hence, the robustness of our inference signifiTable 1
Summary statistics.
No. of Obs. Mean Lower quartile Median Upper quartile Standard deviation
ri,tRi,t 15,409 0.038 0.266 0.042 0.228 0.514
MWt 15,409 0.082 0.000 0.000 0.000 0.274
DCAt 15,409 0.017 0.025 0.004 0.046 0.129
DERt 15,409 0.024 0.024 0.006 0.036 0.231
DNAt 15,409 0.050 0.029 0.030 0.121 0.343
DRDt 15,409 0.000 0.000 0.000 0.002 0.049
DIR
t 15,409 0.001 0.001 0.000 0.002 0.015
DDIVt 15,409 0.000 0.000 0.000 0.000 0.013
CAt1 15,409 0.184 0.042 0.106 0.234 0.234
LEVt 15,409 0.199 0.014 0.137 0.308 0.212
NFt 15,409 0.031 0.035 0.000 0.042 0.189
This table reports summary statistics for the sample firms.ri,tRi,t is annual excess stock return, whereri,t is the annual stock raw return of firmiat timetandRi,t isFama and
French’s (1993)25 size and book-to-market matc

Kết quả (Việt) 1:

5. chính kết quả5.1. đầy đủ mẫu kết quảĐể kiểm tra chính thức cho dù giá trị của số dư tiền mặt là đội ngũ khi chất lượng kiểm soát nội bộ, chúng tôi đặt trọng tâm vào hệ số onMWt DCAt. Xem xét các đặc tả mô hình đầu tiên trongBảng 2, chúng tôi thấy rằng hệ số trên thuật ngữ tương tác 0,24(p < 0,01). Điều này chỉ ra rằng tiền mặt và với thị trường chứng khoáncó giá trị hơn một cách đáng kể cho hiệu quả yếu ICFR công ty vis-à-visCác công ty ICFR. Đặt tầm quan trọng của kết quả này vào quan điểm,chúng tôi thấy rằng giá trị của một đồng đô la phụ của tiền mặt cho các công ty có nghĩa làvới hiệu quả ICFR là $1,28 (= 1.572-0.184-1.165 0.335 0.199).Tính trung bình, giá trị biên của tiền mặt không rơi dưới khuôn mặt của nócó giá trị, nhưng thay vào đó tăng lên đến $1,52 cho các yếu ICFR công ty. Những phát hiện nàyđược phù hợp với lý luận rằng những tác động bất lợi của cashinduced cơ quan chi phí yếu kém ICFR công ty là nhiều hơn bù đắp bằng cácthuận lợi tác động phòng ngừa tiền mặt.Suy luận này không phải được thúc đẩy bởi các yếu tố vĩ mô hạtbởi vì kết quả tổ chức với các hiệu ứng năm nay (cột 2). Họ cũngđó là mạnh mẽ để cả hai bổ sung của năm và ngành công nghiệp-tác dụng,Dựa trên theFama và phân loại công nghiệp 48 (1997) của Pháp(cột 3).5Một sự chỉ trích tiềm năng của regressions đường cơ sở đó làtỷ lệ thị trường cuốn sách, một yếu tố then chốt của chúng tôi trở lại, điểm chuẩnnội sinh. Này, lần lượt, có thể làm cho việc giải thích của chúng tôi phát hiện này gây tranh cãi. Để giải quyết các khả năng này, chúng tôi làm theo Masuliset al. (2009) và sử dụng một ngành công nghiệp điều chỉnh trở lại như một sự thay thếđo lường dư thừa trở lại. Chúng tôi xác định lại phụ thuộc vào biến nhưsự lây lan giữa các công ty nguyên quay trở lại và giá trị trọngTrung bình trở lại cho các công ty công nghiệp phù hợp. Nó là thú vị đểlưu ý rằng hệ số onMWtDCAt trong cột 4 sẽ trở thành một chút mạnh mẽ hơn, tăng khoảng 17%. Trong ngắn hạn, các bài kiểm tra bổ sungtăng cường sự tự tin của chúng tôi mà kết nối giữa các giá trịtiền mặt và kiểm soát nội bộ chất lượng không được thúc đẩy bởi các nội sinhbản chất của cuốn sách thị trường tỷ lệ hoặc spuriously gây ra bởi sự thiếuđiều khiển cho các hiệu ứng thời gian và công nghiệp.Tuy nhiên, có vẻ như cũng có thể có sự liên kết giữakiểm soát nội bộ hiệu quả và giá trị tài sản tiền mặt phản ánh mộtgiả mạo liên kết do thiếu kiểm soát đối với những hạn chế tài chính và cơ chế quản lý nhà nước. Đến địa chỉ này khả năng,chúng ta, tương tự như toFaulkender và Wang (2006), bao gồm các xếp hạng nợdummy (BDRATEt), có giá trị được thiết lập để nếu một công ty có mộtcấp đầu tư trái phiếu đánh giá và không khác. Giống như đểDittmar và Mahrt-Smith (2007), chúng tôi kết hợp của công tyGompers, Ishii và Metrick index, mà không được báo cáo mỗi năm.Cho rằng chỉ số này khá dính, chúng tôi, phù hợp withDittmarvà Mahrt-Smith (2007), sử dụng nhất mới có sẵn của công tychỉ số năm mà trong đó chỉ số của công ty không được báo cáo.BecauseGINDEXt là mất tích 65% của công ty, năm qua chúng tôi, bao gồmcủa biến này làm giảm đại đa số các biến thể trong các biến quan tâm chính (MWt). Để tăng cường sức mạnh của kiểm tra độ nhạy cảm này, chúng tôi followBiddle et al. (2009) andCheng et al. (năm 2013).Đặc biệt, chúng tôi chỉ định một giá trị số không để quan sát vớimissingGINDEXt và thêm một chỉ số biến (NGINDEXt)biểu thị sự missingGINDEXt.Chúng tôi sau đó bao gồm các yếu tố nói trên và tương tác của họ với những thay đổi trong tuyển tập tiền mặt trong các phân tích của chúng tôi. Trong cột1 và 2 của bảng 3, Hệ số tiêu cực đáng kể trênBDRATEtDCAt chỉ ra rằng giá trị biên của dự trữ tiền mặtđáng chú ý cho các công ty mà không có một đầu tư trái phiếu lớp đánh giá hơn cho đối tác của họ với một lớp đầu tư đánh giá cao.Quan trọng hơn, chúng tôi thấy rằng giá trị của đồng đô la một bổ sungtiền mặt tiếp tục là lớn hơn đáng kể cho hiệu quả ICFRcông ty liên quan đến hiệu quả ICFR công ty, bất kể bằng cách sử dụng một trong haibiện pháp điều chỉnh vượt quá trở về (đáng kể ở mức 1%).Chúng tôi kết luận cơ bản trong cột 3 và 4 là liền, khi chúng tôisử dụng một thay thế hạn chế chỉ số biến (PAYOUTt) tương đươngNếu một công ty có một tỷ lệ thanh toán trên trung bình mẫuvà không khác.6Do đó, mạnh mẽ của chúng tôi suy luận signifiTable 1Tóm tắt các số liệu thống kê.Không. của làm có nghĩa là thấp hơn quartile Median Upper quartile độ lệch chuẩnri, t Ri, t 15,409 0,038 0.266 0.042 0.228 0.514MWt 15,409 0.082 0.000 0,000 0.000 0.274DCAt 15,409 0.017 0.025 0.004 0.046 0.129DERt 15,409 0.024 0.024 0,006 0.036 0.231DTA 15,409 0,050 0.029 0.030 0.121 0.343DRDt 15,409 0,000 0.000 0,000 0,002 0.049DIRt 15,409 0,001 0,001 0,000 0,002 0.015DDIVt 15,409 0,000 0.000 0,000 0.000 0.013Mèo 1 15,409 0.184 0.042 0.106 0.234 0.234LEVt 15,409 0.199 0.014 0.137 0.308 0.212NFt 15,409 0.031 0.035 0,000 0.042 0.189Bảng này báo cáo tóm tắt các số liệu thống kê cho mẫu firms.ri,t Ri, t là hàng năm vượt quá whereri trở lại, chứng khoán, t là trở lại nguyên cổ phiếu hàng năm của firmiat timetandRi, t isFama vàCủa Pháp (1993) 25 các kích thước và các cuốn sách để thị trường đấu

Kết quả (Việt) 2:

Kết quả 5. chính
5.1. Kết quả mẫu Full
Để kiểm tra chính thức cho dù giá trị của số dư tiền mặt là phụ thuộc vào chất lượng kiểm soát nội bộ, chúng tôi đặt trọng tâm vào các hệ số onMWt? DCAt. Xem xét các đặc điểm kỹ thuật mô hình đầu tiên ở
bảng 2, chúng ta thấy rằng các hệ số về thời hạn tương tác là 0,24
(p <0,01). Điều này chỉ ra rằng tiền mặt và chứng khoán thị trường là
đáng kể giá trị hơn cho các công ty ICFR yếu hiệu quả vis-à-vis
hãng ICFR. Để đặt tầm quan trọng của kết quả này vào thực tiễn,
chúng ta thấy rằng giá trị của một đồng USD thêm tiền mặt cho các công ty trung bình
với ICFR hiệu quả là $ 1,28 (= 1,572-0,335? 0,184-1,165? 0,199).
Tính trung bình, giá trị biên của tiền mặt không nằm dưới khuôn mặt của nó
có giá trị nhưng thay vì tăng lên đến $ 1,52 cho các công ty ICFR yếu. Những phát hiện này
là phù hợp với lý luận rằng các tác động bất lợi của chi phí đại cashinduced về các doanh nghiệp ICFR yếu là bù đắp nhiều hơn bởi các
tác động thuận lợi của tiền mặt phòng ngừa.
Suy luận này không phải do các yếu tố vĩ mô không quan sát được
vì kết quả tổ chức với các hiệu ứng năm (cột 2 ). Họ cũng là
mạnh mẽ cho cả hai bổ sung của năm- và ngành công nghiệp hiệu ứng, được
dựa trên theFama và Pháp (1997) phân loại 48-công nghiệp
(cột 3).
5
Một chỉ trích tiềm năng của các hồi quy ban đầu là
cuốn sách thị trường-to- tỷ lệ, một yếu tố quan trọng của sự trở lại điểm chuẩn của chúng tôi, là
nội sinh. Điều này, đến lượt nó, có thể làm cho việc giải thích những phát hiện của chúng tôi tranh cãi. Để giải quyết khả năng này, chúng tôi theo Masulis
et al. (2009) và sử dụng một sự trở lại ngành công nghiệp được điều chỉnh để thay thế
biện pháp trả lại dư thừa. Chúng tôi xác định lại các biến phụ thuộc là
chênh lệch giữa lợi nhuận liệu của công ty và giá trị trọng
lợi nhuận trung bình của các công ty công nghiệp kết hợp. Nó là thú vị để
lưu ý rằng hệ số onMW
?
TDCAt trong cột 4 trở nên hơi mạnh hơn, tăng khoảng 17%. Trong ngắn hạn, các xét nghiệm bổ sung
tăng cường sự tự tin của chúng tôi rằng các kết nối giữa các giá trị
của tiền mặt và kiểm soát chất lượng nội bộ không được điều khiển bởi các nội sinh
chất của tỷ lệ thị trường sổ sách hoặc spuriously gây ra bởi sự thiếu
kiểm soát cho các hiệu ứng thời gian và công nghiệp.
Tuy nhiên , dường như nó cũng có thể là sự kết hợp giữa
kiểm soát nội bộ hiệu quả và giá trị của tài sản tiền mặt phản ánh một
liên kết giả do sự thiếu hụt của các điều khiển cho chế tài chính và cơ chế quản lý. Để giải quyết khả năng này,
chúng tôi, toFaulkender tương tự và Wang (2006), bao gồm một đánh giá nợ
giả (BDRATEt), mà giá trị được thiết lập để một nếu công ty có
xếp hạng trái phiếu cấp đầu tư và không khác. Akin để
Dittmar và Mahrt-Smith (2007), chúng tôi kết hợp của công ty
chỉ số Gompers, Ishii, và Metrick, mà không được báo cáo mỗi năm.
Cho rằng các chỉ số là khá dính, chúng tôi, phù hợp withDittmar
và Mahrt-Smith (2007), sử dụng có sẵn gần đây nhất của công ty
chỉ cho năm mà chỉ số của công ty không được báo cáo.
BecauseGINDEXt là mất tích cho 65% của công ty năm của chúng tôi, sự bao gồm
của biến này làm giảm phần lớn các biến thể trong các biến của lãi suất chính (MWt ). Để tăng cường sức mạnh của thử nghiệm độ nhạy cảm này, chúng tôi followBiddle et al. (2009) andCheng et al. (2013).
Đặc biệt, chúng ta gán một giá trị của số không đến quan sát với
missingGINDEXt và thêm một biến chỉ số (NGINDEXt) để
biểu thị missingGINDEXt
.
Sau đó chúng tôi bao gồm các biến nói trên và các tương tác của họ với những thay đổi trong nắm giữ tiền mặt trong các phân tích của chúng tôi. Trong cột
1 và 2 của bảng 3, các hệ số có ý nghĩa tiêu cực
BDRATE
?
TDCAt chỉ ra rằng giá trị biên của dự trữ tiền mặt là
khá cao cho doanh nghiệp không có một đánh giá cấp trái phiếu đầu tư hơn cho các đối tác của họ với một đánh giá cấp đầu tư.
Quan trọng hơn, chúng tôi thấy rằng giá trị của một đồng USD thêm
tiền mặt tiếp tục là lớn hơn đáng kể cho ICFR không hiệu quả
các công ty liên quan đến công ty ICFR hiệu quả, bất kể sử dụng một trong hai
biện pháp của lợi nhuận vượt quá điều chỉnh (ý nghĩa ở mức 1%).
kết luận cơ bản của chúng tôi trong các cột 3 và 4 là không thay đổi gì, khi chúng ta
sử dụng một biến chỉ hạn chế thay thế (PAYOUTt
) tương đương
với một nếu công ty có tỷ lệ thanh toán trên mức trung bình mẫu
và không khác.
6
Do đó, sự vững mạnh của suy luận signifiTable 1 của chúng tôi
thống kê tóm tắt.
No. của Obs. Có nghĩa là hạ tứ phân vị Median tứ phân vị Upper chuẩn độ lệch
ri, t? Ri, t 15.409 0.038 0.042? 0,266? 0,228 0,514
MWt 15.409 0,082 0,000 0,000 0,000 0,274
DCAt 15.409 0,017? 0,025 0,004 0,046 0,129
DERt 15.409 0,024? 0,024 0,006 0,036 0,231
DNAT 15.409 0,050? 0,029 0,030 0,121 0,343
DRDt 15.409 0.000 0.000 0.000 0.002 0,049
DIR
t 15.409 0.001? 0,001 0,000 0,002 0,015
DDIVt 15.409 0.000 0.000 0.000 0.000 0.013
con mèo? 1 15.409 0,184 0,042 0,106 0,234 0,234
LEVt 15.409 0,199 0,014 0,137 0,308 0,212
NFT 15.409 0,031? 0,035 0,000 0,042 0,189
bảng này báo cáo thống kê tóm tắt cho firms.ri mẫu, t? Ri, t là hàng năm vượt quá cổ lại, whereri, t là lợi nhuận hàng năm chứng khoán liệu của firmiat timetandRi, t isFama và
(1993) 25 Kích thước của Pháp và cuốn sách để -market MATC