(LUẬN văn THẠC sĩ) chính sách tài chính doanh nghiệp và giá trị của tiền mặt, nghiên cứu tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

GIỚI THIỆU

Quản lý tiền mặt là yếu tố then chốt đối với doanh nghiệp, giúp tăng cường tính thanh khoản Tính thanh khoản cho phép công ty thực hiện các khoản đầu tư mà không cần phụ thuộc vào thị trường vốn bên ngoài, từ đó giảm thiểu chi phí giao dịch liên quan đến phát hành nợ hoặc vốn Hơn nữa, việc duy trì tính thanh khoản cũng giúp doanh nghiệp giảm thiểu rủi ro tài chính, đặc biệt khi dòng tiền từ hoạt động kinh doanh không đủ để đáp ứng các nghĩa vụ thanh toán nợ.

Việc nắm giữ tiền mặt mang lại tính thanh khoản cho doanh nghiệp nhưng cũng đi kèm với chi phí Do đó, xác định mức nắm giữ tiền mặt phù hợp là một thách thức cho các công ty Mức độ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp có thể được đánh giá thông qua giá trị biên của tiền mặt và ảnh hưởng đến sự thay đổi giá trị công ty trên thị trường, thể hiện qua giá cổ phiếu.

Giá trị của tiền mặt chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, trong đó chính sách tài chính doanh nghiệp đóng vai trò quan trọng Cụ thể, giá trị biên của tiền mặt giảm khi doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt hoặc có tỷ trọng nợ vay cao Đối với những công ty có cơ hội đầu tư nhưng nguồn vốn nội bộ hạn chế, khả năng tiếp cận thị trường vốn cao sẽ dẫn đến giá trị biên của tiền mặt thấp hơn Ngoài ra, các công ty có lượng tiền mặt dư thừa và phân phối lại cho cổ đông sẽ được đánh giá cao hơn khi thực hiện mua lại cổ phần thay vì chia cổ tức.

Thị trường chứng khoán Việt Nam còn non trẻ, đặt ra câu hỏi liệu mối quan hệ giữa chính sách tài chính doanh nghiệp và giá trị tiền mặt tại các quốc gia phát triển có áp dụng được ở đây hay không Để giải quyết vấn đề này, tôi tiến hành nghiên cứu mối quan hệ trên dựa vào dữ liệu tài chính của các công ty niêm yết Dự báo giá trị tiền mặt của doanh nghiệp sẽ hỗ trợ các nhà quản lý trong việc ra quyết định về việc nắm giữ tiền mặt, đồng thời cung cấp thông tin hữu ích cho nhà đầu tư trong việc lựa chọn cổ phiếu và xây dựng danh mục đầu tư.

Các câu hỏi nghiên cứu được đưa ra trong bài là:

1 Giá trị của tiền mặt tăng thêm được các cổ đông đánh giá như thế nào?

Sự đánh giá về tiền mặt tăng thêm giữa các công ty có mức nắm giữ tiền mặt cao và thấp thường khác nhau Các công ty nắm giữ tiền mặt cao có thể được coi là có khả năng tài chính mạnh mẽ hơn, giúp họ linh hoạt trong việc đầu tư và đối phó với rủi ro Ngược lại, công ty có mức nắm giữ tiền mặt thấp có thể bị đánh giá là thiếu hụt nguồn lực, nhưng lại có khả năng tối ưu hóa vốn và gia tăng hiệu suất sử dụng tài sản Do đó, cách nhìn nhận về tiền mặt tăng thêm phụ thuộc vào chiến lược tài chính và mục tiêu phát triển của từng công ty.

Công ty có tỷ lệ nợ vay cao thường gặp rủi ro tài chính lớn hơn, dẫn đến việc đánh giá giá trị tiền mặt trở nên khác biệt so với công ty có tỷ lệ nợ vay thấp Sự gia tăng nợ vay có thể làm tăng chi phí vốn và ảnh hưởng đến khả năng thanh toán, từ đó làm giảm giá trị hiện tại của dòng tiền Ngược lại, công ty có nợ vay thấp thường có sự ổn định tài chính hơn, giúp tăng cường giá trị tiền mặt và thu hút nhà đầu tư Do đó, tỷ lệ nợ vay là yếu tố quan trọng trong việc định hình giá trị tiền mặt của doanh nghiệp.

Giá trị biên của tiền mặt được đánh giá khác nhau giữa các công ty chia cổ tức bằng tiền mặt và các công ty thực hiện mua lại cổ phần Các công ty chia cổ tức thường được coi là có giá trị ổn định hơn, vì chúng cung cấp thu nhập trực tiếp cho cổ đông Ngược lại, các công ty mua lại cổ phần có thể tạo ra giá trị thông qua việc tăng giá cổ phiếu và tối ưu hóa cấu trúc vốn Sự khác biệt này ảnh hưởng đến cách các nhà đầu tư đánh giá và lựa chọn giữa hai loại hình công ty này, tùy thuộc vào mục tiêu đầu tư và chiến lược tài chính của họ.

Giá trị biên của tiền mặt được đánh giá khác nhau giữa các công ty hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính, đặc biệt khi các công ty này đối mặt với cơ hội đầu tư nhưng nguồn vốn nội bộ lại hạn chế Các công ty hạn chế tài chính thường gặp khó khăn trong việc tối ưu hóa giá trị tiền mặt do nguồn lực hạn chế, trong khi các công ty không hạn chế tài chính có thể khai thác tốt hơn các cơ hội đầu tư, từ đó gia tăng giá trị biên của tiền mặt Việc đánh giá này ảnh hưởng đến chiến lược đầu tư và khả năng phát triển bền vững của từng loại hình doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu cho thấy, sau khi kiểm định dựa trên dữ liệu thu thập từ các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chúng tôi đã đạt được những phát hiện quan trọng về tình hình và hiệu suất của các công ty này.

- Bình quân giá trị của một đồng tăng thêm được đánh giá thấp hơn một đồng

- Không có cơ sở rõ ràng để đánh giá về tác động của mức nắm giữ tiền mặt của công ty đến giá trị biên của tiền mặt

- Đối với công ty có tỷ lệ nợ cao, giá trị biên của tiền mặt được đánh giá thấp hơn giá trị đồng tiền đó

Các công ty có dòng tiền dư thừa nhưng không đầu tư vào dự án hay chi phí thường phân phối lại cho cổ đông thông qua chia cổ tức hoặc mua lại cổ phần Nghiên cứu cho thấy việc sử dụng tiền mặt để mua lại cổ phần mang lại giá trị biên cao hơn so với việc chia cổ tức.

Giá trị biên của tiền mặt ở các công ty có hạn chế tài chính thường cao hơn so với các công ty không bị hạn chế Điều này đặc biệt rõ ràng khi các công ty này sở hữu những cơ hội đầu tư hấp dẫn, dẫn đến sự gia tăng khoảng cách giá trị biên giữa hai loại hình công ty này.

Ngoài phần Giới thiệu, kết cấu của luận văn còn bao gồm các phần sau:

Phần 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây

Phần 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Phần 4: Kết quả nghiên cứu

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Các nghiên cứu về nắm giữ tiền mặt

Nghiên cứu của Hanson (1992) về dòng tiền nhàn rỗi chỉ ra rằng, khi dòng tiền nhàn rỗi cao, có sự không tương xứng giữa cơ hội tăng trưởng và nguồn lực của công ty Điều này dẫn đến việc trong các thương vụ M&A, nếu công ty mua lại có dòng tiền nhàn rỗi cao, tỷ suất sinh lợi mục tiêu thường sẽ thấp hơn.

Nghiên cứu năm 1970 cho thấy các công ty mua lại có dòng tiền dư thừa thường theo đuổi những thương vụ mua lại với lợi ích thấp Đến thập niên 1980, các công ty có dòng tiền nhàn rỗi cao trở thành mục tiêu cho các vụ chào mua với giá cao hơn thị trường Kết quả nghiên cứu phù hợp với quan điểm rằng việc giảm chi phí đại diện trong các công ty mục tiêu sẽ mang lại lợi ích Ngoài ra, các công ty mua lại có dòng tiền dư thừa cao thể hiện tỷ suất sinh lợi vượt trội thấp trong các công bố về sáp nhập, cho thấy sự suy giảm giá trị liên quan đến mức dòng tiền dư thừa cao.

Smith và Kim (1994) đã phân loại các công ty mua lại dựa trên dữ liệu kế toán, chia thành các nhóm như công ty có dòng tiền nhàn rỗi cao, công ty nghèo kèm trì trệ, và các loại khác Những cuộc mua lại kết hợp giữa công ty nghèo, trì trệ và công ty có dòng tiền nhàn rỗi thường mang lại tỷ suất sinh lợi cao nhất Ngược lại, tỷ suất sinh lợi thấp nhất xuất hiện khi các công ty mua lại và mục tiêu có đặc điểm tương đồng Đặc biệt, tỷ suất sinh lợi của công ty đi mua sẽ cao hơn khi có sự thay đổi về cấu trúc vốn và tài sản, giúp giảm thiểu vấn đề trì trệ và dòng tiền nhàn rỗi.

Nghiên cứu của Kim, Mauer và Sherman (1998) tập trung vào quyết định đầu tư của các công ty vào tài sản có tính thanh khoản khi chi phí tài trợ vốn bên ngoài cao Thông qua việc phân tích nhiều công ty công nghiệp Mỹ, nghiên cứu cho thấy mức tối ưu của tính thanh khoản phụ thuộc vào sự cân bằng giữa tỷ suất sinh lợi thấp từ tài sản có tính thanh khoản và lợi ích từ việc giảm thiểu nhu cầu về vốn tốn kém Mô hình dự báo rằng đầu tư tối ưu vào tài sản có tính thanh khoản sẽ gia tăng sự biến động của dòng tiền trong tương lai và tỷ suất sinh lợi từ các cơ hội đầu tư, đồng thời giảm chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa tài sản vật chất và tài sản có tính thanh khoản.

Nghiên cứu của Harford (1999) cho thấy các công ty có tiền mặt dồi dào có xu hướng thực hiện nhiều thương vụ M&A hơn, nhưng các giao dịch này thường dẫn đến giảm giá trị cổ phiếu Cụ thể, mỗi đồng đô la tiền mặt dư thừa của các công ty này giảm 7 xu giá trị Hơn nữa, các công ty này thường thực hiện các cuộc thu mua đa dạng, nhưng các mục tiêu của họ lại ít thu hút được sự quan tâm từ các công ty khác Bằng chứng cho thấy, các cuộc sáp nhập liên quan đến công ty có nhiều tiền mặt thường dẫn đến sự suy giảm bất thường trong kết quả hoạt động.

Mikkelson và Partch (2003) đã nghiên cứu các chính sách tài chính, chỉ trích rằng các chính sách bảo thủ thường phục vụ lợi ích của nhà quản lý hơn cổ đông Họ đã kiểm tra hiệu suất hoạt động của các công ty trong 5 năm với hơn 25% tài sản là tiền mặt và tương đương tiền Kết quả cho thấy, hiệu suất của các công ty này tương đương hoặc cao hơn so với các công ty cùng quy mô và ngành Hơn nữa, các yếu tố như quyền sở hữu và đặc điểm lãnh đạo không giải thích cho sự khác biệt về hiệu suất Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt cao đi kèm với đầu tư lớn hơn, đặc biệt là trong chi phí R&D, và tăng trưởng tài sản cao hơn, cho thấy rằng các chính sách này hỗ trợ đầu tư mà không cản trở hoạt động doanh nghiệp.

Nghiên cứu của Pinkowitz, Stulz và Williamson (2006) đã chỉ ra sự khác biệt về giá trị biên của tiền mặt giữa các quốc gia Các tác giả phát hiện rằng mối liên hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và giá trị công ty ở những quốc gia có mức độ bảo vệ nhà đầu tư yếu kém là rất yếu so với các quốc gia khác.

Nghiên cứu của Dittmar và Smith (2007) chỉ ra rằng sự thay đổi trong việc nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng lớn đến giá trị thị trường của doanh nghiệp Kết quả cho thấy rằng giá trị tiền mặt và giá trị doanh nghiệp phần nào được xác định bởi kỳ vọng của nhà đầu tư về cách thức sử dụng tiền mặt của ban lãnh đạo khi gặp phải các vấn đề không thể kiểm soát.

Các nghiên cứu về các yếu tố tác động đến nắm giữ tiền mặt

Keynes (1936) đã nêu 3 động cơ giữ tiền như sau:

- Động cơ giao dịch: mục đích của việc nắm giữ tiền là để thực hiện các giao dịch hàng ngày

Động cơ dự phòng theo Keynes chỉ ra rằng, bên cạnh việc giữ tiền để thực hiện các giao dịch hàng ngày, con người còn cần dự trữ tiền để đáp ứng những nhu cầu phát sinh bất ngờ và các chi tiêu không lường trước.

- Động cơ đầu cơ: Keynes cho rằng tiền tệ là phương tiện cất giữ của cải và gọi động cơ giữ tiền là động cơ đầu cơ

Mô hình của Miller và Orr (1966), thường được gọi là lý thuyết đánh đổi, giúp xác định nhu cầu tiền mặt của doanh nghiệp Mô hình này nhấn mạnh sự đánh đổi giữa lợi ích và chi phí khi nắm giữ tiền mặt, cho phép các công ty xác định mức tiền mặt tối ưu bằng cách cân nhắc giữa những lợi ích và chi phí liên quan.

Các lợi ích của việc nắm giữ tiền mặt bao gồm:

Tiền mặt là tài sản có tính thanh khoản cao, giúp doanh nghiệp duy trì khả năng thanh khoản và chủ động ứng phó với các chi phí phát sinh ngoài dự kiến Việc nắm giữ tiền mặt giảm nguy cơ kiệt quệ tài chính, tương tự như động cơ đề phòng.

Doanh nghiệp có thể tăng cường tính chủ động trong việc thực hiện các dự án đầu tư mà không phải lo lắng về chi phí cao khi tiếp cận thị trường vốn bên ngoài.

Bên cạnh đó, doanh nghiệp cũng phải chịu những chi phí liên quan đến việc nắm giữ tiền mặt:

Chi phí cơ hội liên quan đến việc nắm giữ tiền mặt, vì dù là tài sản có tính thanh khoản cao, nhưng tiền mặt không sinh lời hoặc sinh lời rất ít Việc dự trữ tiền mặt có thể làm mất đi cơ hội đầu tư vào các dự án có lợi suất cao hơn, do đó, doanh nghiệp phải chấp nhận đánh đổi này khi quyết định giữ tiền mặt.

Chi phí đại diện là vấn đề quan trọng khi hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp giảm sút do lượng tiền mặt quá dồi dào Khi có nhiều tiền mặt, các nhà quản lý không chịu áp lực phải quản lý tài chính một cách hợp lý để đáp ứng nghĩa vụ ngắn hạn, dẫn đến hiệu suất hoạt động kém hơn so với doanh nghiệp có lượng tiền mặt vừa phải Hơn nữa, các nhà quản trị cấp cao có thể thực hiện các thương vụ mua bán với giá cao hơn thị trường hoặc đầu tư vào các dự án không hiệu quả nhằm tìm kiếm lợi ích cá nhân.

Myers và Majluf (1984) đã nghiên cứu tính linh hoạt tài chính của doanh nghiệp, nhấn mạnh rằng công ty cần phát hành cổ phiếu thường để huy động vốn khi có cơ hội đầu tư giá trị Họ cho rằng ban quản trị hiểu rõ giá trị công ty hơn các nhà đầu tư tiềm năng và đã xây dựng mô hình liên quan đến vấn đề phát hành cổ phần và đầu tư Kết quả cho thấy, việc từ chối phát hành cổ phiếu đồng nghĩa với việc bỏ lỡ cơ hội đầu tư Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các công ty có xu hướng dựa vào nguồn quỹ nội bộ, với mục tiêu duy trì lượng tiền mặt dồi dào để thực hiện các dự án gia tăng giá trị, thay vì phụ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngoài với chi phí cao do thông tin bất cân xứng.

Theo Jensen (1986), các nhà quản lý có xu hướng tích trữ tiền mặt để tăng giá trị tài sản trong tầm kiểm soát của họ và giành quyền quyết định đối với các dự án đầu tư của công ty Sự hiện diện của tiền mặt giúp họ tránh việc huy động vốn từ bên ngoài và không cần công bố thông tin chi tiết về dự án Điều này dẫn đến khả năng các nhà quản lý tự ý đầu tư vào những dự án mang lại lợi ích cá nhân, thay vì tối đa hóa giá trị công ty và lợi ích của cổ đông.

Nghiên cứu của Opler và các cộng sự (1999) đã chỉ ra những yếu tố ảnh hưởng đến quyết định giữ tiền mặt của các công ty đại chúng tại Mỹ trong giai đoạn 1971-1994 Các yếu tố này bao gồm nhu cầu thanh khoản, cơ hội đầu tư và rủi ro tài chính, đóng vai trò quan trọng trong chiến lược tài chính của các doanh nghiệp Kết quả nghiên cứu giúp hiểu rõ hơn về cách thức các công ty quản lý nguồn lực tiền mặt để tối ưu hóa hiệu quả kinh doanh.

Năm 1994, nghiên cứu với dữ liệu bảng cho thấy các công ty có tiềm năng tăng trưởng mạnh, dòng tiền nhiều rủi ro và quy mô nhỏ thường giữ nhiều tiền mặt hơn tài sản khác Ngược lại, các công ty lớn, có xếp hạng tín dụng cao và đòn bẩy tài chính lớn thường giữ ít tiền mặt hơn Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các công ty hoạt động hiệu quả có xu hướng tích lũy tiền mặt nhiều hơn so với dự báo của mô hình lý thuyết đánh đổi, khi các nhà quản lý nhằm tối đa hóa giá trị tài sản cho cổ đông Cuối cùng, tiền mặt dư thừa không ảnh hưởng lớn đến chi tiêu vốn, mua lại và chi trả cho cổ đông trong ngắn hạn, mà nguyên nhân chính dẫn đến thay đổi lớn trong tiền mặt dư thừa là do thua lỗ trong hoạt động.

Nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2001) chỉ ra rằng ngân hàng có ảnh hưởng lớn đến việc nắm giữ tiền mặt của các công ty công nghiệp tại Mỹ, Đức và Nhật Bản Kết quả cho thấy các công ty Nhật Bản nắm giữ nhiều tiền mặt hơn so với các công ty Mỹ và Đức, với mức độ nắm giữ này chịu tác động từ sức mạnh độc quyền của ngân hàng Khi ngân hàng có quyền lực lớn, các công ty Nhật duy trì mức nắm giữ tiền mặt cao; ngược lại, khi ngân hàng yếu đi, mức nắm giữ tiền mặt của họ trở nên tương đồng với các công ty Mỹ Nghiên cứu cũng khẳng định rằng ngân hàng Nhật đã khuyến khích các công ty giữ nhiều tiền mặt, điều này trái ngược với quan niệm phổ biến về hệ thống quản trị tại Nhật Bản.

Nghiên cứu của Dittmar, Smith, và Servaes (2003) chỉ ra rằng vấn đề đại diện ảnh hưởng đáng kể đến nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Qua việc phân tích hơn 11.000 công ty từ 45 quốc gia, họ phát hiện rằng các công ty ở những quốc gia có quyền cổ đông kém được bảo vệ có mức nắm giữ tiền mặt gấp đôi so với những công ty ở quốc gia có quyền cổ đông tốt Hơn nữa, khi quyền cổ đông không được bảo vệ, các yếu tố như cơ hội đầu tư và thông tin bất cân xứng trở nên kém quan trọng hơn Nghiên cứu cũng cho thấy rằng các công ty có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn khi việc tiếp cận quỹ dễ dàng hơn, điều này càng khẳng định tầm quan trọng của chi phí đại diện Bằng chứng cho thấy các nhà đầu tư ở những nước có bảo vệ cổ đông yếu không thể yêu cầu các nhà quản lý giảm lượng tiền mặt dư thừa.

Nghiên cứu của Yilmaz và cộng sự (2003) đã chỉ ra rằng cấu trúc pháp luật và cơ cấu sở hữu doanh nghiệp ảnh hưởng lớn đến việc nắm giữ tiền mặt tại Nhật, Pháp, Đức và Anh trong giai đoạn 1983-2000 Cụ thể, doanh nghiệp có mức độ bảo vệ cổ đông cao sẽ giữ ít tiền mặt hơn, trong khi doanh nghiệp bảo vệ chủ nợ tốt sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn Thêm vào đó, phân tích mô hình quản lý tiền mặt động cho thấy doanh nghiệp điều chỉnh lượng tiền mặt theo mục tiêu cụ thể; tuy nhiên, tốc độ điều chỉnh tại Pháp, Đức và Nhật là tương đồng, trong khi doanh nghiệp Anh thường xuyên thay đổi cấu trúc tiền mặt hơn.

Almeida, Campello và Weisbach (2004) đã phát triển một mô hình nhu cầu về tính thanh khoản của công ty nhằm kiểm tra tác động của các hạn chế tài chính lên các chính sách doanh nghiệp Họ chỉ ra rằng các công ty gặp khó khăn về tài chính có xu hướng tiết kiệm tiền mặt trong dòng tiền, với giả thuyết rằng độ nhạy dòng tiền của tiền mặt dương sẽ tồn tại ở các doanh nghiệp này Ngược lại, các công ty không bị hạn chế tài chính sẽ không có mối liên hệ hệ thống giữa việc tiết kiệm tiền mặt và lưu chuyển tiền tệ Qua việc phân tích một mẫu lớn các công ty sản xuất từ năm 1971 đến 2000, các tác giả đã tìm thấy những kết quả mạnh mẽ ủng hộ lý thuyết của họ.

Nghiên cứu của Aydin Ozkan và Neslihan Ozkan (2004) đã chỉ ra rằng quyền quản lý và các đặc điểm quản trị doanh nghiệp, như cơ cấu hội đồng quản trị và ban lãnh đạo, có ảnh hưởng đáng kể đến mức nắm giữ tiền mặt của các công ty tại Anh Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ rõ ràng giữa quyền cổ đông và mức nắm giữ tiền mặt, đồng thời nhấn mạnh rằng các yếu tố như cơ hội đầu tư, dòng tiền, tài sản có tính thanh khoản, đòn bẩy và nợ ngân hàng cũng là những yếu tố quan trọng quyết định mức nắm giữ tiền mặt của công ty.

Các nghiên cứu về các yếu tố tác động đến giá trị của tiền mặt

Nghiên cứu của Jensen và Meckling (1976) chỉ ra rằng tiền mặt nắm giữ phi rủi ro có thể bị cổ đông định giá thấp, đặc biệt trong các công ty có nguy cơ khủng hoảng tài chính cao Khi công ty phải đối mặt với khả năng kiệt quệ tài chính do nợ lớn, lợi ích từ tiền mặt thường được xem là thuộc về các trái chủ hơn là cổ đông.

Nghiên cứu của Opler và cộng sự (1999) cùng với Harford (1999) chỉ ra rằng khi mức nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy tài chính tăng lên, giá trị biên của tiền mặt sẽ giảm đáng kể Thêm vào đó, các công ty gặp hạn chế về tài chính có giá trị biên tiền mặt trung bình cao hơn so với các công ty không bị hạn chế tài chính.

Nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2004) cho thấy cổ đông đánh giá giá trị của mỗi đồng tiền mặt mà công ty nắm giữ khoảng 0.97 đồng Họ phát hiện rằng chất lượng và biến động của cơ hội đầu tư, khả năng kiệt quệ tài chính, cũng như khả năng tiếp cận thị trường vốn đều ảnh hưởng đến giá trị tiền mặt trong mắt cổ đông Các công ty có triển vọng tăng trưởng tốt thường được đánh giá cao hơn về tiền mặt so với những công ty thiếu cơ hội phát triển Ngược lại, tiền mặt bị định giá thấp hơn ở các công ty có chiến lược đầu tư ổn định và gần nguy cơ kiệt quệ tài chính Cuối cùng, khả năng tiếp cận thị trường vốn cũng tác động đến sự đánh giá của cổ đông về mức nắm giữ tiền mặt, cho thấy rằng cơ hội đầu tư mới là yếu tố chính ảnh hưởng đến giá trị tiền mặt chứ không phải là khả năng tài trợ vốn.

Nghiên cứu năm 2006 của Pinkowitz, Stulz và Williamson đã chỉ ra rằng giá trị biên của tiền mặt giữa các quốc gia khác nhau có sự khác biệt rõ rệt Theo lý thuyết chi phí đại diện, doanh nghiệp ở những quốc gia thiếu bảo vệ nhà đầu tư có giá trị nắm giữ tiền mặt thấp hơn, do cổ đông dễ dàng khai thác lợi ích cá nhân Kết quả cho thấy, ở các quốc gia với quản trị trung bình, giá trị biên của một đồng tiền mặt chỉ là 0.33 đồng, trong khi ở những quốc gia có chất lượng quản trị tốt hơn, giá trị này lên tới 0.91 đồng, cho thấy chất lượng quản trị doanh nghiệp kém làm giảm giá trị nắm giữ tiền mặt.

Michael Faulkender và Rong Wang (2006) đã nghiên cứu giá trị tiền mặt của các công ty dựa trên các đặc điểm tài chính khác nhau, sử dụng phương pháp kiểm định tỷ suất sinh lợi vượt trội Các tác giả chuẩn hóa biến độc lập thông qua giá trị thị trường của cổ phần công ty, cho phép giải thích hệ số ước lượng là sự thay đổi trong giá trị cổ phần tương ứng với 1 đô la thay đổi trong biến độc lập Kết quả cho thấy giá trị biên trung bình của tiền mặt là 0.94 đồng, và khi mức nắm giữ tiền mặt cùng đòn bẩy thị trường tăng, giá trị biên của tiền mặt giảm đáng kể Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các công ty mua lại cổ phần có giá trị biên tiền mặt cao hơn so với các công ty chi trả cổ tức Hơn nữa, giá trị biên tiền mặt của các công ty hạn chế tài chính cao hơn so với các công ty không hạn chế, đặc biệt khi các công ty hạn chế đối mặt với cơ hội đầu tư tốt nhưng nguồn quỹ nội bộ thấp.

Nghiên cứu của Autukaite và Molay (2011) đã thực hiện một nghiên cứu thực nghiệm về tác động của nắm giữ tiền mặt và vốn lưu động đối với giá trị công ty, với mẫu nghiên cứu là 701 công ty tại Pháp trong giai đoạn 2003-2009 Kết quả cho thấy rằng mỗi euro tăng thêm trong tiền mặt hoặc vốn lưu động được định giá thấp hơn một euro, đồng thời giá trị biên của tiền mặt giảm khi mức nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy tăng lên.

DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu nghiên cứu

Nghiên cứu này bao gồm 204 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh và sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội, không tính các công ty tài chính, với thời gian nghiên cứu từ năm 2008 đến 2013 Thời gian này được chọn vì

Mô hình nghiên cứu áp dụng độ trễ 1 và dữ liệu bảng cân bằng, bắt đầu từ năm 2007 với tổng cộng 204 công ty Nếu sử dụng dữ liệu từ năm 2006, số lượng công ty sẽ giảm đáng kể.

32 doanh nghiệp niêm yết – số lượng mẫu nghiên cứu nhỏ

Thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu phát triển mạnh mẽ vào cuối năm 2006 nhờ các ưu đãi về giảm thuế TNDN cho doanh nghiệp niêm yết Trong giai đoạn 2000-2005, tỷ lệ vốn hóa thị trường chứng khoán/GDP chỉ dưới 1%, nhưng đã tăng lên 14.93% vào năm 2006 và đạt 27.52% vào năm 2007 Năm 2007, thị trường chứng khoán còn ghi nhận sự tăng trưởng đột biến nhờ những thông tin tích cực từ việc Việt Nam gia nhập WTO và sự ra đời của luật chứng khoán.

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội, cùng với thông tin từ các trang web chứng khoán như www.cophieu68.vn và www.stoxplus.com.

Các giả thuyết nghiên cứu

Nghiên cứu này kiểm tra ảnh hưởng của chính sách tài chính doanh nghiệp đến giá trị biên của tiền mặt mà doanh nghiệp nắm giữ Giá trị biên của tiền mặt được định nghĩa là giá trị gia tăng từ việc nắm giữ thêm một đồng tiền mặt Chính sách tài chính bao gồm các quyết định về tồn quỹ, tồn kho, huy động vốn, đòn bẩy tài chính và phân chia lợi nhuận Bài nghiên cứu sẽ phân tích tác động của các yếu tố như mức nắm giữ tiền mặt, tỷ lệ nợ vay và chi trả cổ tức đến giá trị này.

Bài nghiên cứu này nhằm mục tiêu kiểm định các giả thuyết tương tự như nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006), nhằm phân tích và đánh giá các kết quả liên quan.

Giả thuyết 1: Doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt càng nhiều thì giá trị biên của tiền mặt càng giảm

Công ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt cao thường dư thừa tiền mặt và không có nhiều cơ hội đầu tư, dẫn đến xu hướng phân phối lại cho cổ đông Tuy nhiên, giá trị biên của tiền mặt trong trường hợp này thấp hơn 1 do chi phí thuế doanh nghiệp cao hơn so với thuế đánh vào nhà đầu tư và vấn đề dòng tiền nhàn rỗi Ngược lại, công ty có mức độ nắm giữ tiền mặt thấp có thể gặp khó khăn về tài chính và cần huy động vốn từ bên ngoài, điều này làm phát sinh chi phí giao dịch, khiến giá trị của mỗi đồng tăng thêm được đánh giá cao hơn 1.

Giả thuyết 2: Doanh nghiệp có đòn bẩy càng cao thì giá trị biên càng thấp

Giả thuyết 2 chỉ ra rằng doanh nghiệp có đòn bẩy cao thường không được cổ đông đánh giá cao giá trị gia tăng của mỗi đồng tiền thêm vào, so với doanh nghiệp có đòn bẩy thấp Điều này phù hợp với lý thuyết về việc sử dụng tiền của các công ty có đòn bẩy cao, khi họ có xu hướng sử dụng tiền để trả nợ, dẫn đến việc không làm tăng giá trị vốn cổ phần mà chỉ có các chủ nợ được hưởng lợi Vì vậy, các cổ đông của doanh nghiệp có đòn bẩy cao thường không đánh giá cao giá trị gia tăng của tiền mặt.

Giả thuyết 3 cho rằng các doanh nghiệp có hạn chế về tài chính thường đánh giá cao giá trị biên của tiền mặt hơn so với những doanh nghiệp không gặp phải vấn đề này.

Biến nghiên cứu và mô hình nghiên cứu

Bài nghiên cứu này nhằm mục tiêu phân tích tác động của chính sách tài chính doanh nghiệp đến giá trị biên của tiền mặt, thông qua việc kiểm định các yếu tố tài chính, bao gồm nắm giữ tiền mặt, ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu Nghiên cứu áp dụng mô hình hồi quy tương tự như nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006), trong đó biến phụ thuộc được sử dụng là tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu (Excess return), được định nghĩa là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư.

Danh mục cổ phiếu được phân loại theo phương pháp của Fama và French (1998), trong đó các công ty được sắp xếp hàng năm dựa trên hai tiêu chí chính: quy mô (S) và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường (BE/ME) Mỗi tiêu chí này được chia thành 5 nhóm, tạo thành tổng cộng 25 nhóm danh mục Do đó, mỗi cổ phiếu của một công ty sẽ thuộc về một trong những danh mục này trong năm.

Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu được tính bằng cách lấy giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm trừ đi giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm trước, sau đó chia cho giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm trước Công thức tính toán này được thể hiện như sau: (P1 – P0)/P0.

Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu i: r i, t – R B i.t

Trong đó, r i, t là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i ở năm t;

R B i.t là tỷ suất sinh lợi của danh mục có cổ phiếu i ở năm t

Các biến độc lập phản ánh các đặc điểm tài chính, chính sách đầu tư và khả năng sinh lời của công ty Trong mô hình, các biến độc lập bao gồm những yếu tố quan trọng này.

- Thay đổi mức nắm giữ tiền mặt:

Nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng lớn đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp Nghiên cứu này xem xét nắm giữ tiền mặt bao gồm tiền, các khoản tương đương tiền và đầu tư tài chính ngắn hạn, với công thức ΔC i,t = C i,t - C i,t-1 để phân tích sự thay đổi trong nắm giữ tiền mặt.

Trong đó : ΔC i,t : thay đổi mức nắm giữ tiền mặt năm t so với năm t-1

C i,t : nắm giữ tiền mặt của công ty i ở năm t

C i,t-1 : nắm giữ tiền mặt của công ty i ở năm t-1

Trong quá trình kiểm định, tôi đã tiến hành kiểm tra tính vững của kết quả hồi quy bằng cách thay đổi phương pháp đo lường sự thay đổi trong tiền mặt Cụ thể, tôi đã áp dụng hai cách tính khác nhau để đo lường sự thay đổi tiền mặt dự báo trong một năm tài chính và phân tích sự chênh lệch giữa thay đổi thực tế và thay đổi dự báo.

Phương pháp đo lường đầu tiên cho việc dự báo thay đổi tiền mặt sẽ dựa vào sự thay đổi tiền mặt trung bình của danh mục trong năm tài chính tương ứng Nếu hầu hết các công ty trong danh mục có quy mô và tỷ số giá trị sổ sách - giá trị thị trường (B/M) tăng mức tiền mặt nắm giữ, tỷ suất sinh lợi của danh mục sẽ phản ánh tác động từ mức tăng tiền mặt trung bình Tỷ suất sinh lợi vượt trội sẽ chỉ ra sự thay đổi chưa được phản ánh trong tỷ suất sinh lợi của danh mục.

Phương pháp thứ hai mà tôi áp dụng trong nghiên cứu này để đo lường sự thay đổi nắm giữ tiền mặt là theo Almeida et al (2004), nhằm ước tính sự thay đổi dự kiến của nắm giữ tiền mặt Sự thay đổi này được hồi quy dựa trên các yếu tố phản ánh nguồn và mục đích sử dụng tiền mặt Tôi sử dụng các giá trị vào cuối năm tài chính trước để ước tính sự thay đổi dự kiến cho năm tài chính hiện tại, sau đó trừ đi giá trị thay đổi thực tế để xác định giá trị thay đổi ngoài dự báo Phương pháp này cũng đã được Faulkender và Wang (2006) áp dụng để đo lường mức thay đổi nắm giữ tiền mặt, và được thể hiện qua một công thức cụ thể.

CashHoldings là tỷ lệ giữa số tiền mặt và tổng tài sản, được tính theo công thức: (tiền mặt + các khoản đầu tư tài chính ngắn hạn) / tổng tài sản.

CashFlow là chỉ số tài chính quan trọng, được tính toán bằng cách lấy tỷ lệ giữa thu nhập trước thuế và khấu hao (trừ cổ tức) so với tổng tài sản Công thức tính CashFlow là: (lợi nhuận ròng – lợi nhuận khác + khấu hao – cổ tức) / tổng tài sản Chỉ số này giúp đánh giá khả năng sinh lời và hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp.

Q: tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của vốn cổ phần (ME/BE)

Size là quy mô công ty được đo bằng log tự nhiên của giá trị sổ sách của tài sản

- Thay đổi mức thu nhập:

Trong mô hình nghiên cứu này, thu nhập được định nghĩa là tổng thu nhập bao gồm lãi vay và thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại, không tính đến thu nhập khác Công thức tính thu nhập được xác định là: thu nhập ròng trừ lợi nhuận khác cộng với chi phí lãi vay và thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại Công thức cụ thể là ΔE i,t = E i,t - E i,t-1.

Trong đó : ΔE i,t : thay đổi mức thu nhập năm t so với năm t-1

E i,t : thu nhập của công ty i ở năm t

E i,t-1 : thu nhập của công ty i ở năm t-1

- Thay đổi mức tài sản ròng:

Biến tài sản ròng là công cụ quan trọng để theo dõi sự thay đổi trong chính sách đầu tư của công ty Tổng tài sản ròng được xác định bằng tổng tài sản trừ đi số tiền mặt, với công thức tính là: ΔNA i,t = NA i,t - NA i,t-1.

Trong đó : ΔNA i,t : thay đổi mức tài sản ròng năm t so với năm t-1

NA i,t : tài sản ròng của công ty i ở năm t

NA i,t-1 : tài sản ròng của công ty i ở năm t-1

- Thay đổi chi phí nghiên cứu và phát triển:

Chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D) đóng vai trò quan trọng trong việc kiểm soát sự thay đổi chính sách đầu tư của công ty, tương tự như tài sản ròng Dữ liệu này được thu thập từ báo cáo tài chính của công ty, với công thức tính toán sự thay đổi là ΔRD i,t = RD i,t - RD i,t-1.

Trong đó : ΔRD i,t : thay đổi chi phí nghiên cứu và phát triển năm t so với năm t-1

RD i,t : chi phí nghiên cứu và phát triển của công ty i ở năm t

RD i,t-1 : chi phí nghiên cứu và phát triển của công ty i ở năm t-1

- Thay đổi chi phí lãi vay

Chi phí lãi vay là số tiền lãi công ty đã trả trong năm Dữ liệu được lấy từ báo cáo tài chính của công ty ΔI i,t = I i,t - I i,t-1

Trong đó : ΔI i,t : thay đổi chi phí lãi vay năm t so với năm t-1

I i,t : chi phí lãi vay của công ty i ở năm t

I i,t-1 : chi phí lãi vay của công ty i ở năm t-1

- Tổng cổ tức chi trả (D t )

Tổng cổ tức chi trả là cổ tức được chi trả cho các cổ đông trong năm Dữ liệu được lấy từ báo cáo tài chính của công ty ΔD i,t = D i,t - D i,t-1

Trong đó : ΔD i,t : thay đổi tổng cổ tức chi trả năm t so với năm t-1

D i,t : tổng cổ tức chi trả của công ty i ở năm t

D i,t-1 : tổng cổ tức chi trả của công ty i ở năm t-1

- Nắm giữ tiền mặt của năm trước Ci,t-1:

Nắm giữ tiền mặt không chỉ đóng vai trò quan trọng trong năm nghiên cứu mà còn ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp thông qua tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu từ năm trước.

- Đòn bẩy thị trường Đòn bẩy thị trường là tỷ lệ tổng nợ trên tổng của nợ và giá trị thị trường của cổ phần

L i,t = tổng nợ/(tổng nợ + giá trị thị trường của vốn cổ phần)

- Thay đổi mức tài trợ ròng

Mức tài trợ ròng của công ty được tính bằng cách : tổng phát hành cổ phần – mua lại cổ phần + vay nợ mới – trả nợ ΔNF t = NF t - NF t-1

Trong đó : ΔNF i,t : thay đổi mức tài trợ ròng năm t so với năm t-1

NF i,t : mức tài trợ ròng của công ty i ở năm t

Mức tài trợ ròng của công ty i ở năm t-1 được ký hiệu là NF i,t-1, trong khi ΔXt biểu thị sự thay đổi trong một năm, tính bằng Xt – Xt-1 Ký hiệu t-1 chỉ giá trị biến tại thời điểm đầu năm t hoặc cuối năm t-1 Tất cả các biến, ngoại trừ đòn bẩy thị trường và tỷ suất sinh lợi vượt trội, đều được chuẩn hóa bằng cách chia cho giá trị thị trường của vốn cổ phần ở thời điểm trước đó (Mt-1) Việc chuẩn hóa này giúp chúng ta hiểu rõ hơn về sự thay đổi giá trị của một đồng tương ứng với các biến độc lập Để kiểm định giả thuyết về giá trị biên của tiền mặt đối với các công ty giữ tiền mặt nhiều và có đòn bẩy cao, nghiên cứu bổ sung các biến tương tác giữa sự thay đổi tiền mặt và tiền mặt giữ lại năm trước, cũng như giữa sự thay đổi tiền mặt giữ lại và đòn bẩy thị trường của doanh nghiệp.

- Biến tương tác Ct-1 * ΔCt

- Biến tương tác Lt * ΔCt

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu này áp dụng phương pháp phân tích sự kiện, tương tự như nghiên cứu của Michael Faulkender và Rong Wang (2006), để đo lường tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và danh mục trong khung thời gian nghiên cứu Phân tích sự kiện tập trung vào việc dự báo tác động của các sự kiện cụ thể đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, với việc ước tính tỷ suất sinh lợi dự báo thông qua mô hình sử dụng các tham số ngoài vùng sự kiện Nghiên cứu này đặc biệt xem xét ảnh hưởng của sự thay đổi nắm giữ tiền mặt đến tỷ suất sinh lợi, đồng thời kiểm soát các yếu tố tài chính khác Sự kiện được định nghĩa là sự thay đổi ngoài dự báo của nắm giữ tiền mặt trong năm tài chính, với tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu được tính toán dựa trên chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và danh mục Để kiểm định giả thuyết, nghiên cứu phân chia mẫu theo hai cách: tỷ lệ chi trả cho cổ đông và quy mô công ty, dựa trên lý thuyết đo lường mức độ hạn chế tài chính từ các nghiên cứu trước đó.

Theo cách chia thứ nhất, tỷ lệ chi trả cổ đông được xác định bằng tổng cổ tức chi trả và mua lại cổ phần chia cho thu nhập ròng Mỗi năm, tôi phân loại các công ty dựa trên tỷ lệ chi trả, chia thành hai nhóm: hạn chế tài chính cho nhóm 30% có tỷ lệ chi trả thấp nhất và không hạn chế tài chính cho nhóm 30% có tỷ lệ chi trả cao nhất Các công ty có tỷ lệ chi trả cao thường có quỹ nội bộ đủ để trang trải các khoản phải trả và đầu tư vào dự án, do đó, họ đánh giá giá trị của tiền mặt tăng thêm thấp hơn so với các công ty có tỷ lệ chi trả thấp.

Theo cách phân loại thứ hai, quy mô công ty được xác định bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần Các công ty được phân loại thành nhóm hạn chế tài chính nếu nằm trong 30% doanh thu thuần thấp nhất và nhóm không hạn chế tài chính nếu thuộc 30% doanh thu thuần cao nhất Điều này cho thấy các công ty lớn, nhờ vào sự nổi bật trên thị trường, có khả năng tiếp cận vốn tốt hơn so với các công ty nhỏ, từ đó dễ dàng huy động vốn cho các dự án đầu tư.

Bên cạnh việc phân loại mẫu quan sát thành các nhóm hạn chế và không hạn chế tài chính, tôi áp dụng một phương pháp khác để đánh giá tác động của yếu tố hạn chế tài chính của công ty Cụ thể, tôi sử dụng biến giả trong mô hình hồi quy, dựa trên hai tiêu chí phân loại là tỷ lệ chi trả cho cổ đông và quy mô doanh nghiệp.

Để kiểm định giả thuyết 3 về các công ty hạn chế tài chính nhưng có cơ hội đầu tư tốt, tôi phân loại các quan sát thành các nhóm dựa trên khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư Các công ty được chia thành bốn nhóm dựa trên khả năng trả lãi (IC) và bốn nhóm khác dựa trên tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (MB) Khả năng trả lãi được tính bằng tổng mức nắm giữ tiền mặt đầu năm và thu nhập trong năm chia cho chi phí lãi vay Các công ty có khả năng trả lãi cao có nhiều vốn hơn để đầu tư và phân phối Tỷ lệ MB được sử dụng như thước đo cơ hội đầu tư, tương tự như nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại Mỹ Trong số các quan sát, một phần tư có tỷ lệ MB cao nhất đánh giá giá trị của một đồng tiền mặt nội bộ tăng thêm cao hơn so với phần còn lại Giá trị ngành được sử dụng để loại bỏ ảnh hưởng của hạn chế tài chính, giúp công ty huy động vốn cho cơ hội đầu tư Tôi thực hiện hồi quy với các nhóm có khả năng trả lãi thấp nhất và tỷ lệ MB.

Ngành có mức MB thấp nhất thường thuộc về những nhóm có khả năng trả lãi thấp nhất, trong khi ngành có tỷ lệ MB cao nhất lại liên quan đến những nhóm có khả năng trả lãi cao nhất, đồng thời cũng có tỷ lệ MB thấp nhất.

Trong nghiên cứu mô hình hồi quy với dữ liệu bảng, có thể áp dụng các phương pháp ước lượng như OLS, mô hình hiệu ứng cố định (FEM) và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) Việc lựa chọn mô hình phù hợp được thực hiện thông qua các kiểm định: (1) Kiểm định F test để phân biệt giữa mô hình OLS và FEM; (2) Kiểm định Hausman test để so sánh FEM và REM; (3) Kiểm định LM test nhằm chọn lựa giữa OLS và REM.

Tôi áp dụng kiểm định White để xác định hiện tượng phương sai sai số thay đổi theo thời gian và sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm tra sự tương quan chuỗi Nếu phát hiện có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi, tôi sẽ thực hiện khắc phục bằng phương pháp hồi quy FGLS.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả các biến

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình Biến Số quan sát

Trung vị Nhỏ nhất Lớn nhất Độ lệch chuẩn ri, t – R B i.t 1224 -0.00054 -0.00492 -0.75339 2.04514 0.19080 ΔCt 1224 0.02162 0.00113 -1.19507 2.64084 0.18945

Ct-1 1224 0.10399 0.03614 0.00004 2.19365 0.20483 ΔEt 1224 0.00060 0.00105 -1.26843 2.16270 0.12063 ΔNAt 1224 0.03316 0.02524 -4.48652 5.74607 0.44550 ΔRDt 1224 -0.00033 0.00000 -0.38434 0.02016 0.01104 ΔIt 1224 -0.00725 3.31e -06 -1.23247 0.49907 0.06246 ΔDt 1224 -0.00590 0.00000 -0.39049 0.26785 0.03899

Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu (r i, t) được xác định bằng cách so sánh với tỷ suất sinh lợi của danh mục có cổ phiếu đó (R B i.t) trong cùng năm Các biến khác, ngoại trừ đòn bẩy thị trường và tỷ suất sinh lợi vượt trội, được tính theo giá trị thị trường của vốn cổ phần ở kỳ trước (M t-1) Các yếu tố quan trọng bao gồm: C t (tiền và các khoản tương đương tiền cộng với đầu tư ngắn hạn), E t (thu nhập ròng bao gồm lợi nhuận khác, chi phí lãi vay và thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại), NA t (tổng tài sản trừ tiền mặt), RD t (chi phí nghiên cứu và phát triển), I t (chi phí lãi vay), D t (tổng cổ tức được chi trả), L t (đòn bẩy thị trường), và NF t (tổng phát hành cổ phần, bao gồm mua lại cổ phần và vay nợ mới trừ đi trả nợ) ΔX t biểu thị sự thay đổi trong một năm, tính bằng X t – X t-1, với t-1 là giá trị của biến tại đầu hoặc cuối năm t.

Bảng 4.1 trình bày thống kê mô tả các biến trong mô hình hồi quy cơ bản của nghiên cứu Tỷ suất sinh lợi vượt trội của công ty tại Việt Nam có trung vị là -0.49% và trung bình là -0.05%, cho thấy phân bố nghiêng phải Đối với nắm giữ tiền mặt, giá trị trung vị và trung bình lần lượt là 3.61% và 10.4%, cũng có phân bố nghiêng phải So với nghiên cứu của Michael Faulkender và Rong Wang (2006) tại Mỹ, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trên giá trị thị trường vốn cổ phần ở Việt Nam thấp hơn, trong khi tỷ suất sinh lợi vượt trội và thay đổi nắm giữ tiền mặt lại cao hơn Nghiên cứu của Autukaite và Molay (2011) tại Pháp cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội có giá trị trung vị và trung bình lần lượt là -0.052 và -0.025, nhỏ hơn so với Việt Nam nhưng có phân bố tương tự Mức nắm giữ tiền mặt tại Pháp có giá trị trung vị là 0.069 và trung bình là 0.145, cũng nghiêng phải nhưng cao hơn Cuối cùng, biến thay đổi nắm giữ tiền mặt tại Pháp có giá trị trung vị và trung bình lần lượt là -0.000 và -0.003, phân bố nghiêng trái, trái ngược với phân bố nghiêng phải của Việt Nam và có giá trị nhỏ hơn.

Giá trị đòn bẩy trung vị trong nghiên cứu này là 6.53%, trong khi giá trị trung bình đạt 11.34%, thấp hơn so với nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại thị trường Mỹ với giá trị tương ứng là 22.65% và 27.78%, cũng như nghiên cứu của Autukaite và Molay (2011) trên thị trường Pháp với giá trị tương ứng là 15.6% và 20.1%.

Theo nghiên cứu, tài trợ ròng tại Việt Nam có giá trị trung vị là 0.15% và giá trị trung bình là 1.0% So với Mỹ, nơi giá trị trung vị và trung bình lần lượt là 0.15% và 5.18%, và Pháp với giá trị trung vị 0.1% và trung bình 5.1%, Việt Nam cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong tỷ lệ tài trợ ròng.

Kết quả thống kê mô tả cho thấy khả năng sinh lợi đang tăng lên với giá trị thay đổi trong thu nhập dương, cụ thể là 0.1% cho giá trị trung vị và 0.06% cho giá trị trung bình Điều này phù hợp với nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2004) cũng như Michael Faulkender và Rong Wang (2006), nhưng trái ngược với nghiên cứu tại Pháp của Autukaite và Molay (2011), nơi giá trị trung vị và trung bình đều âm, tương ứng là -0.1% và -0.5%.

Trong nghiên cứu bình quân, biến tài sản ròng đã tăng qua các năm với giá trị trung vị đạt 2.52% và giá trị trung bình là 3.31% Xu hướng này tương đồng với kết quả nghiên cứu tại Mỹ và Pháp, nơi giá trị trung bình tại Mỹ là 2.92% và 1.90%, trong khi tại Pháp là 0.0% và 3.8%.

Chi phí nghiên cứu và phát triển của công ty giữ ổn định, với mức thay đổi gần như bằng 0 cả về trung bình lẫn trung vị Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại thị trường Mỹ.

Chi phí lãi vay bình quân đã giảm qua các năm, với mức giảm trung bình đạt -0.72% Trong khi đó, nghiên cứu tại Mỹ cho thấy chỉ số này khá ổn định qua thời gian Tại thị trường Pháp, chi phí lãi vay bình quân cũng ghi nhận sự giảm, với giá trị trung bình là -0.1%.

Chi trả cổ tức bình quân qua các năm đã giảm với giá trị trung bình là -0.59%, cho thấy sự khác biệt lớn so với thị trường Mỹ, nơi mức giảm chỉ là -0.03% Ngược lại, thị trường Pháp ghi nhận sự tăng trưởng bình quân 0.1% trong chi trả cổ tức.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Trong bài nghiên cứu này, tôi áp dụng hai phương pháp để kiểm tra đa cộng tuyến: phương pháp đầu tiên là sử dụng ma trận tương quan, trong khi phương pháp thứ hai là kiểm tra thông qua yếu tố phóng đại phương sai (VIF).

Bảng 4.2 Ma trận tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình

Kết quả kiểm tra cho thấy hệ số tương quan giữa các biến giải thích đều nhỏ hơn 0.8, điều này chứng tỏ rằng không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.

Ngoài việc sử dụng ma trận hệ số tương quan để kiểm tra, tôi cũng áp dụng phương pháp dựa trên hệ số VIF Kết quả kiểm tra được trình bày trong bảng dưới đây.

Bảng 4.3 VIF giữa các biến giải thích trong mô hình

Kết quả kiểm tra VIF trong bảng 4.3 cho thấy giá trị VIF trung bình là 1.40, thấp hơn giá trị ngưỡng 10, điều này chứng tỏ không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.

Mean VIF 1.40 rd 1.02 0.985162 detae 1.07 0.935226 detad 1.15 0.870613 detac 1.26 0.792288 ct1 1.28 0.780461 nf 1.55 0.646515 lt 1.55 0.646351 detana 1.57 0.638785 detai 2.19 0.456639 Variable VIF 1/VIF

Kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp trong số các mô hình OLS, REM hay FEM

Kiểm định Hausman được thực hiện để xác định mô hình phù hợp giữa FEM và REM, với giả thuyết H0 cho rằng không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa hai mô hình, đồng thời không có sự tương quan giữa các sai số và biến độc lập Kết quả kiểm định cho thấy mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) sẽ hiệu quả hơn Thông tin chi tiết được trình bày trong bảng dưới đây.

Bảng 4.4 Kết quả kiểm định Hausman

Kết quả mô hình: Prob>chi2 = 0.0847 < 10%, bác bỏ giả thuyết H0: nghĩa là mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM

 Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier:

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

The analysis reveals that the variable "B" is inconsistent under the alternative hypothesis (Ha) but efficient under the null hypothesis (Ho), as indicated by the xtreg output The coefficients for various variables show diverse effects: "detaclt" has a coefficient of -0.2364081, while "detacct1" shows -0.0672468 The variable "nf" presents a coefficient of -0.0582647, and "lt" is at -0.1391951 In contrast, "ct1" has a positive coefficient of 0.1646757, while "detad" and "detai" exhibit negative coefficients of -0.0785116 and -0.1518674, respectively Notably, "rd" stands out with a coefficient of 0.7793538, indicating a significant positive relationship The coefficients for "detana," "detae," and "detac" are 0.0423182, 0.3772685, and 0.3848454, respectively, highlighting varying impacts across the board The results demonstrate a mix of consistent and inconsistent findings under both hypotheses, with differences in standard errors across the examined variables.

Tiếp theo, tôi thực hiện kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier để lựa chọn giữa mô hình OLS và mô hình REM Kiểm định này kiểm tra giả thuyết H0, trong đó phương sai phần dư bằng 0, cho thấy không có sự khác biệt giữa các đặc điểm của mô hình, đồng nghĩa với việc mô hình OLS sẽ phù hợp hơn so với mô hình REM.

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier

Kết quả mô hình cho thấy giá trị Prob > chibar2 là 0.2949, lớn hơn các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Do đó, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, điều này có nghĩa là không có sự khác biệt đáng kể giữa các đặc điểm của mô hình, và lựa chọn mô hình OLS là thích hợp hơn so với REM.

Cuối cùng, tôi thực hiện kiểm định F-test để so sánh giữa mô hình OLS và mô hình FEM, với giả thuyết H0 rằng sai số của mô hình ui=0, nhằm xác định xem mô hình OLS có phù hợp hơn mô hình FEM hay không.

Bảng 4.6 Kết quả kiểm định F-test

Kết quả cho thấy: Prob > F = 0.2442 > 1%, 5%, 10%, chấp nhận H0: sai số mô hình ui=0, hay mô hình OLS phù hợp hơn FEM

Sau khi thực hiện các kiểm định như Hausman test, Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test và F-test, kết quả cho thấy mô hình OLS phù hợp hơn so với mô hình FEM và REM Tiếp theo, tôi tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng White’s test và kiểm tra tương quan chuỗi bằng Wooldridge test Nếu phát hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi, tôi sẽ áp dụng mô hình FGLS để khắc phục vấn đề này.

Trong nghiên cứu này, tôi đã kiểm định hai giả thuyết đầu tiên bằng hồi quy mô hình với toàn bộ quan sát trong giai đoạn nghiên cứu để đánh giá tác động của nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy thị trường đối với giá trị biên của tiền mặt Tiếp theo, tôi đánh giá tác động của tỷ lệ chi trả cho cổ đông trên mẫu gồm các công ty có lợi nhuận dương và thực hiện phân phối qua cổ tức hoặc mua lại cổ phần Để đảm bảo tính vững chắc của kết quả, tôi đã sử dụng hai phương pháp đo lường khác nhau cho biến nắm giữ tiền mặt Sau đó, tôi kiểm tra giả thuyết thứ ba về tác động của hạn chế tài chính đến giá trị biên của tiền mặt, chia mẫu thành các nhóm dựa trên tỷ lệ chi trả cho cổ đông và quy mô doanh nghiệp Tôi cũng sử dụng biến giả để kiểm định tác động của yếu tố hạn chế tài chính Cuối cùng, tôi đánh giá tác động kép của khả năng tiếp cận thị trường vốn và cơ hội đầu tư thông qua các mô hình phụ dựa trên khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư.

Kết quả kiểm định tác động của mức nắm giữ tiền mặt, đòn bẩy thị trường và tác động của yếu tố mua lại cổ phần

Trong phần này, tôi kiểm định hai giả thuyết đầu tiên dựa trên quan sát toàn bộ mẫu trong suốt giai đoạn nghiên cứu Tôi thực hiện hồi quy với mô hình đầu tiên, bao gồm các biến cơ bản mà chưa có các biến tương tác Kết quả được trình bày trong bảng 4.7 và cột I của bảng 4.10.

Mô hình hồi quy cơ bản được trình bày trong Bảng 4.7 đã được mở rộng với hai biến tương tác: sự thay đổi tiền mặt tương tác với mức độ nắm giữ tiền (Ct-1 * ΔCt) và với đòn bẩy thị trường (Lt * ΔCt) Sau khi thực hiện hồi quy bằng phương pháp OLS, tôi đã kiểm tra phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi, phát hiện có hiện tượng này trong kết quả Để khắc phục, tôi đã áp dụng mô hình FGLS, và kết quả chi tiết được thể hiện trong Bảng 4.8.

Mô hình thứ ba được áp dụng cho các công ty có thu nhập dương, nơi tiền mặt được phân phối cho cổ đông, nhằm kiểm tra tác động của việc mua lại cổ phần đối với giá trị tiền mặt Kết quả của nghiên cứu này được trình bày trong bảng 4.9 và cột III của bảng 4.10.

_cons -.0059774 0025802 -2.32 0.021 -.0110345 -.0009204 rd 5355135 0601016 8.91 0.000 4177166 6533104 nf -.0535199 0090379 -5.92 0.000 -.0712339 -.0358059 lt -.1118579 0178762 -6.26 0.000 -.1468945 -.0768213 detad 0290399 0727015 0.40 0.690 -.1134523 1715321 detai -.0187108 0676267 -0.28 0.782 -.1512567 113835 detana 0223705 0068334 3.27 0.001 0089773 0357636 detae 3567185 0250981 14.21 0.000 3075271 4059099 ct1 1512033 0118186 12.79 0.000 1280393 1743674 detac 2387838 0117262 20.36 0.000 2158008 2617668 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(9) = 954.05 Estimated coefficients = 10 Time periods = 6 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 204 Estimated covariances = 204 Number of obs = 1224

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (-0.2385)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Bảng 4.8 Kết quả hồi quy mô hình có biến tương tác

Bảng 4.9 Kết quả hồi quy kiểm định yếu tố mua lại cổ phần

_cons -.0064202 0026955 -2.38 0.017 -.0117032 -.0011373 detaclt -.2234788 0508471 -4.40 0.000 -.3231373 -.1238202 detacct1 -.0203214 0299536 -0.68 0.497 -.0790295 0383866 nf -.0427415 0096585 -4.43 0.000 -.0616717 -.0238112 lt -.1077161 018963 -5.68 0.000 -.1448828 -.0705494 ct1 1494853 0132859 11.25 0.000 1234454 1755252 detad 0395593 0727333 0.54 0.587 -.1029954 1821139 detai -.0980289 0691616 -1.42 0.156 -.233583 0375253 rd 6378527 0727229 8.77 0.000 4953184 780387 detana 0293732 0071422 4.11 0.000 0153746 0433717 detae 3707536 0278593 13.31 0.000 3161504 4253568 detac 3256258 0290743 11.20 0.000 2686412 3826103 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (-0.2104) Panels: heteroskedastic

Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression

_cons -.0088543 0051908 -1.71 0.088 -.0190281 0013195 redetact 8368919 4335426 1.93 0.054 -.0128359 1.68662 re 1897326 045605 4.16 0.000 1003483 2791168 detactlt -.2131005 1310348 -1.63 0.104 -.469924 043723 detactct1 2375739 0642971 3.69 0.000 1115539 3635939 nft -.1335694 0329193 -4.06 0.000 -.1980901 -.0690487 lt -.2560534 0442738 -5.78 0.000 -.3428286 -.1692783 ct1 1301124 023614 5.51 0.000 0838299 176395 detadt 1.785055 1747379 10.22 0.000 1.442575 2.127535 detait -1.913457 2534125 -7.55 0.000 -2.410136 -1.416778 rd -11.56723 19.06881 -0.61 0.544 -48.94141 25.80694 detanat 1373569 0247419 5.55 0.000 0888637 1858501 detaet 5752518 1210709 4.75 0.000 3379572 8125464 detact 1600034 0811465 1.97 0.049 0009591 3190478 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Correlation: no autocorrelationPanels: heteroskedasticCoefficients: generalized least squaresCross-sectional time-series FGLS regression

Tác động của các yếu tố đến giá trị của tiền mặt có sự khác biệt rõ rệt qua các mô hình khi thêm các biến, điều này cũng ảnh hưởng đến ý nghĩa thống kê của kết quả mô hình.

Bảng 4.10 Kết quả hồi quy kiểm định tác động của nắm giữ tiền mặt, đòn bẩy thị trường và yếu tố mua lại cổ phần

Biến độc lập I II III ΔCt 0.238*** 0.325*** 0.160**

Ghi chú: * tương ứng với mức ý nghĩa 10%, ** tương ứng 5%, *** tương ứng 1%

Theo kết quả hồi quy tại Bảng 4.10, cột I cho thấy rằng một đồng tiền mặt tăng thêm chỉ được các cổ đông đánh giá ở mức 0.238 đồng Khi tương tác sự thay đổi tiền mặt với mức độ nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy thị trường, kết quả ở cột II cho thấy giá trị biên của tiền mặt tăng lên, cho thấy rằng giá trị này chịu tác động từ lượng tiền công ty nắm giữ và mức độ vay nợ Sau khi thêm hai biến tương tác vào mô hình, giá trị biên ước tính cho một công ty không có tiền mặt và không có nợ là 0.325 đồng Kết quả này so với nghiên cứu tại Mỹ của Faulkender và Wang (2006) cho thấy sự thay đổi tăng đáng kể hơn, trong khi nghiên cứu tại Pháp của Autukaite và Molay (2013) lại không ghi nhận sự thay đổi đáng kể, thậm chí có sự giảm nhẹ khi so với mô hình không có biến tương tác.

Theo giả thuyết, khi mức nắm giữ tiền mặt của công ty tăng, giá trị của mỗi đồng tiền mặt tăng thêm sẽ giảm, dẫn đến hệ số tương quan âm giữa mức nắm giữ tiền mặt và thay đổi của tiền mặt trong kết quả hồi quy Cụ thể, kết quả hồi quy tại cột II cho thấy giá trị -0.020 Nếu xét hai công ty, một công ty có mức nắm giữ tiền mặt là 5% giá trị thị trường của vốn cổ phần và một công ty khác có mức nắm giữ tiền mặt là 20%, thì công ty không có nợ và có mức nắm giữ tiền mặt cao hơn sẽ có tác động khác nhau đến giá trị tiền mặt.

Khi tỷ lệ nắm giữ tiền mặt là 5%, giá trị biên của tiền mặt đạt 0.324 đồng, trong khi công ty có mức nắm giữ 20% vốn cổ phần chỉ có giá trị biên là 0.321 đồng Điều này cho thấy, công ty không nắm giữ hoặc nắm giữ ít tiền mặt thì giá trị của mỗi đồng tiền mặt tăng thêm được đánh giá cao hơn, vì họ có khả năng cần huy động vốn bên ngoài Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Faukender và Wang (2006) tại Mỹ, mặc dù kết quả tại mô hình này không có ý nghĩa thống kê cao như nghiên cứu ở Mỹ Đối với biến tương tác giữa thay đổi tiền mặt và đòn bẩy thị trường, giá trị biên của tiền mặt giảm khi đòn bẩy thị trường cao hơn Điều này phù hợp với giả thuyết rằng khi tiền mặt tăng, công ty có thể sử dụng một phần để trả nợ, làm giảm lợi ích cho cổ đông Cụ thể, công ty có đòn bẩy thị trường 5% có giá trị biên của tiền mặt là 0.314 đồng, trong khi công ty có đòn bẩy 20% chỉ đạt 0.280 đồng, với kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Nghiên cứu tại Mỹ và Pháp cũng cho thấy tác động tương tự, nhưng mức độ tác động và ý nghĩa thống kê khác nhau.

Tôi ước lượng giá trị biên của tiền mặt trung bình cho mẫu, cho thấy rằng phần lớn các công ty đều nắm giữ một lượng tiền mặt nhất định và có một số nợ Giá trị biên của tiền mặt được tính qua hệ số tương quan giữa sự thay đổi tiền mặt nắm giữ và các biến tương tác với mức nắm giữ tiền mặt cũng như đòn bẩy thị trường Nếu công ty không có nắm giữ tiền mặt và không có nợ, một đồng tiền mặt tăng thêm được cổ đông đánh giá 0.325 đồng Tuy nhiên, với mức nắm giữ tiền mặt trung bình là 10.4% giá trị thị trường của vốn cổ phần và đòn bẩy thị trường trung bình là 11.35%, giá trị biên của tiền mặt đối với cổ đông trong công ty trung bình chỉ là 0.30 đồng Điều này cho thấy rằng giá trị của một đồng tiền mặt nắm giữ được các cổ đông đánh giá dưới một đồng, phản ánh việc tính đến thuế đối với cổ đông Kết quả này thấp hơn so với nghiên cứu tại Pháp với giá trị biên trung bình là 0.59 đồng và nghiên cứu tại Mỹ với 0.94 đồng.

Tôi đã kiểm định tác động của việc phân phối tiền mặt cho cổ đông đến giá trị biên của tiền mặt Về lý thuyết, giá trị của một đồng tiền mặt tăng thêm được đánh giá thấp hơn một đồng do cổ đông phải chịu thuế Tuy nhiên, thuế suất áp dụng phụ thuộc vào hình thức chi trả; cổ tức chịu thuế cao hơn, dẫn đến giá trị biên của tiền mặt cao hơn cho các công ty thực hiện mua lại cổ phần Tôi chỉ tập trung vào các công ty có thu nhập dương và phân phối tiền mặt cho cổ đông Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng đối với các công ty mua lại cổ phần, giá trị của tiền mặt được đánh giá cao hơn, với hệ số có ý nghĩa thống kê tại mức 10% Về mặt kinh tế, một đồng tiền mặt tăng thêm cho công ty mua lại 100% dưới dạng mua lại cổ phần được đánh giá cao hơn 0.836 đồng so với công ty chi trả 100% dưới dạng cổ tức, phù hợp với giả thuyết đã nêu và tương đồng với nghiên cứu trên thị trường Mỹ.

Kiểm định tính vững trong kết quả hồi quy khi thay đổi phương pháp đo lường sự thay đổi trong tiền mặt

Trong nghiên cứu thực nghiệm, tôi kiểm định sự thay đổi trong giá trị thị trường, cho thấy rằng sự thay đổi tiền mặt dự kiến sẽ được phản ánh trong giá trị thị trường của vốn cổ phần công ty vào đầu năm tài chính Sự thay đổi này tương ứng với phần thay đổi tiền mặt ngoài dự báo Điều này giả định rằng mức nắm giữ tiền mặt dự báo vào cuối năm tài chính sẽ bằng với giá trị tiền mặt vào cuối năm tài chính trước đó.

Trong phần tiếp theo, tôi sẽ thực hiện các kiểm định tính vững bằng cách áp dụng hai phương pháp khác nhau để đo lường sự thay đổi tiền mặt dự báo trong một năm tài chính Đồng thời, tôi cũng sẽ phân tích sự chênh lệch giữa thay đổi thực tế và thay đổi dự báo.

Phương pháp đo lường thay đổi tiền mặt dự báo đầu tiên là sử dụng mức thay đổi tiền mặt trung bình của danh mục trong năm tài chính tương ứng Nếu công ty X thuộc danh mục AB trong năm tài chính t, mức thay đổi nắm giữ tiền mặt trung bình của danh mục AB sẽ phản ánh mức thay đổi dự báo của công ty X Nếu phần lớn các công ty trong danh mục AB tăng nắm giữ tiền mặt, thì tỷ suất sinh lợi của danh mục sẽ bị ảnh hưởng, và tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu sẽ là sự thay đổi chưa được phản ánh trong tỷ suất sinh lợi danh mục Ví dụ, nếu hai công ty cùng tăng nắm giữ tiền mặt 2%, nhưng phần lớn công ty trong danh mục đầu tiên cũng có mức tăng này, tỷ suất sinh lợi vượt trội sẽ gần bằng 0 Ngược lại, nếu công ty thứ hai trong danh mục giảm nắm giữ tiền mặt, tỷ suất sinh lợi vượt trội của công ty này sẽ cao hơn, vì mức thay đổi trung bình của danh mục lại giảm Kết quả từ phương pháp đo lường này được trình bày trong bảng 4.11 và cột đầu tiên trong bảng 4.13.

Bảng 4.11 Kết quả hồi quy với các phương pháp đo lường mức thay đổi nắm giữ tiền mặt theo trung bình danh mục

_cons -.0094176 002615 -3.60 0.000 -.0145429 -.0042922 ltdetac1 -1.338918 2093856 -6.39 0.000 -1.749307 -.9285301 ct1detac1 6735526 1505128 4.48 0.000 378553 9685523 nft -.0523896 0088753 -5.90 0.000 -.0697848 -.0349945 lt -.0188513 0232685 -0.81 0.418 -.0644566 026754 ct1 111119 0135043 8.23 0.000 0846511 1375869 detadt 1179296 0796652 1.48 0.139 -.0382113 2740705 detait -.0655632 068132 -0.96 0.336 -.1990995 0679732 rd 5250888 0613785 8.55 0.000 4047892 6453885 detanat 023871 0067167 3.55 0.000 0107066 0370355 detaet 3236465 0270776 11.95 0.000 2705754 3767176 detact 2476883 0122586 20.21 0.000 2236618 2717148 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (-0.3117)

Phương pháp hồi quy FGLS theo chuỗi thời gian cắt ngang được áp dụng trong nghiên cứu này nhằm đo lường sự thay đổi trong nắm giữ tiền mặt, dựa trên phương pháp của Almeida et al (2004) Sự thay đổi trong nắm giữ tiền mặt được ước tính thông qua việc hồi quy các yếu tố liên quan đến nguồn tiền mặt và mục đích sử dụng tiền mặt Công thức hồi quy cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố này và sự biến động của nắm giữ tiền mặt.

Các kết quả sử dụng các dự báo này về sự thay đổi bất thường trong tiền mặt thể hiện bảng 4.12 và ở cột 2 trong bảng 4.13

Bảng 4.12 Kết quả hồi quy với các phương pháp đo lường mức thay đổi nắm giữ tiền mặt theo Almeida

_cons -.0131176 0035878 -3.66 0.000 -.0201496 -.0060856 ltdetac2 -.4718791 5504986 -0.86 0.391 -1.550836 6070783 ct1detac2 -1.191579 2834004 -4.20 0.000 -1.747034 -.6361245 nft -.048855 0090919 -5.37 0.000 -.0666748 -.0310351 lt -.0624856 0542696 -1.15 0.250 -.1688521 0438809 ct1 2675613 0285476 9.37 0.000 211609 3235135 detadt 0849504 0691596 1.23 0.219 -.0505999 2205007 detait -.0674195 0672149 -1.00 0.316 -.1991583 0643193 rd 5430776 0575577 9.44 0.000 4302665 6558886 detanat 0253067 0068545 3.69 0.000 0118721 0387413 detaet 3557431 0216259 16.45 0.000 313357 3981292 detact 2393609 0106492 22.48 0.000 2184889 260233 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Bảng 4.13 trình bày kết quả hồi quy các mô hình với hai phương pháp đo lường khác nhau, tập trung vào mức thay đổi nắm giữ tiền mặt.

Bảng 4.13 Kết quả hồi quy với các phương pháp đo lường khác đối với mức thay đổi nắm giữ tiền mặt

Biến độc lập Trung bình danh mục ACW ΔCt 0.247*** 0.239***

Ghi chú: * tương ứng với mức ý nghĩa 10%, ** tương ứng 5%, *** tương ứng 1%

Kết quả hồi quy trong bảng 4.10 cho thấy sự khác biệt rõ rệt so với mô hình cơ bản, cả về ý nghĩa thống kê lẫn hướng tác động của các biến Cụ thể, khi đo lường thay đổi tiền mặt qua giá trị tiền mặt trung bình của danh mục, kết quả cho thấy giá trị biên tiền mặt tăng lên khi mức nắm giữ tiền mặt tăng, điều này trái ngược với giả thuyết ban đầu và kết quả hồi quy từ mô hình cơ bản Ngược lại, tác động của đòn bẩy thị trường đối với giá trị biên của tiền mặt là tiêu cực, phù hợp với giả thuyết 2 rằng công ty có tỷ lệ nợ cao sẽ có giá trị biên tiền mặt giảm, và kết quả này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Theo nghiên cứu của Almeida et al (2004), việc đo lường thay đổi tiền mặt cho thấy rằng giá trị biên của tiền mặt giảm khi mức độ nắm giữ tiền mặt hoặc tỷ lệ nợ của công ty tăng Tuy nhiên, chỉ có yếu tố nắm giữ tiền mặt có ý nghĩa thống kê rõ ràng ở mức 1%, trong khi tác động của đòn bẩy thị trường không đạt ý nghĩa thống kê.

Kết quả kiểm định tính vững cho thấy rằng yếu tố đòn bẩy của công ty có tác động rõ ràng và ổn định đến giá trị biên của tiền mặt, trong khi mức độ nắm giữ tiền mặt lại không ổn định Nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại thị trường Mỹ cũng chỉ ra rằng nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy có tác động làm giảm giá trị biên của tiền mặt.

Kiểm định tác động của đặc điểm hạn chế tài chính của công ty

Trong nghiên cứu này, tôi khám phá sự khác biệt trong cách cổ đông đánh giá giá trị biên của tiền mặt giữa các công ty có hạn chế tài chính và không có hạn chế tài chính Để đạt được mục tiêu này, tôi đã phân chia mẫu theo hai tiêu chí: đầu tiên là tỷ lệ chi trả cho cổ đông, bao gồm tổng cổ tức và mua lại cổ phần trong thu nhập ròng; thứ hai là quy mô công ty, được đo bằng doanh thu thuần Các phương pháp phân chia này đã được trình bày chi tiết trong phần phương pháp nghiên cứu.

Bảng 4.14: Thống kê mô tả các biến theo các nhóm công ty hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính

Biến Tỷ lệ chi trả Quy mô

Bảng 4.14 trình bày các kết quả thống kê mô tả cho các biến, trong đó ký hiệu (C) đại diện cho nhóm hạn chế tài chính và (U) cho nhóm không hạn chế tài chính Mỗi biến được thể hiện với dòng đầu tiên là giá trị trung bình và dòng thứ hai là giá trị trung vị, được đặt trong ngoặc.

Kết quả thống kê chỉ ra rằng các công ty hạn chế tài chính giữ tiền mặt với tỷ lệ thấp hơn so với các công ty không hạn chế tài chính Khi so sánh về đòn bẩy thị trường và mức nắm giữ tiền mặt giữa các nhóm, có những kết quả khác nhau Cụ thể, trung bình các công ty hạn chế tài chính có mức tăng nắm giữ tiền mặt cao hơn khi xét theo tỷ lệ chi trả, nhưng lại có xu hướng giảm khi phân loại theo quy mô doanh nghiệp Đối với đòn bẩy thị trường, nhóm công ty hạn chế tài chính thể hiện tỷ lệ vay nợ cao hơn so với nhóm không hạn chế tài chính khi xét theo tỷ lệ chi trả, trong khi theo quy mô, các công ty không hạn chế tài chính lại có tỷ lệ nợ cao hơn.

Bảng 4.15 Kết quả hồi quy nhóm công ty hạn chế tài chính theo tỷ lệ chi trả

_cons -.0092482 0014173 -6.53 0.000 -.0120261 -.0064703 detactlt 1623468 0711769 2.28 0.023 0228427 3018509 detactct1 -.1854708 0467657 -3.97 0.000 -.2771299 -.0938116 nft -.0950328 0090852 -10.46 0.000 -.1128394 -.0772261 lt -.0626275 0208857 -3.00 0.003 -.1035627 -.0216923 ct1 0769013 024746 3.11 0.002 0284001 1254026 detadt 3847391 1410888 2.73 0.006 1082102 6612681 detait 3649993 1151735 3.17 0.002 1392633 5907353 rd 7474416 0523627 14.27 0.000 6448126 8500705 detanat -.0466291 0070389 -6.62 0.000 -.0604251 -.032833 detaet 2282917 0280127 8.15 0.000 1733878 2831957 detact 3830954 0363001 10.55 0.000 3119485 4542422 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(11) = 5647.73 max = 6 avg = 2.140351 Estimated coefficients = 12 Obs per group: min = 1 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 171 Estimated covariances = 171 Number of obs = 366

Correlation: no autocorrelationPanels: heteroskedasticCoefficients: generalized least squaresCross-sectional time-series FGLS regression

Tôi đã thực hiện hồi quy mô hình cho các công ty không bị hạn chế tài chính, dựa trên tiêu chí phân loại là tỷ lệ chi trả cho cổ đông.

Bảng 4.16 Kết quả hồi quy đối với nhóm công ty không hạn chế tài chính theo tỷ lệ chi trả

Ngoài tỷ lệ chi trả, tôi phân loại công ty dựa trên quy mô, được xác định bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần Các công ty được xếp vào nhóm hạn chế tài chính nếu thuộc 30% có doanh thu thấp nhất, trong khi nhóm không hạn chế tài chính bao gồm 30% có doanh thu cao nhất.

_cons -.0078926 0018044 -4.37 0.000 -.0114291 -.0043562 detactlt -.4428374 1039117 -4.26 0.000 -.6465006 -.2391742 detactct1 -.1587772 0641291 -2.48 0.013 -.2844678 -.0330865 nft 0288665 0226257 1.28 0.202 -.015479 073212 lt -.3370464 0180358 -18.69 0.000 -.3723959 -.3016969 ct1 1419267 0224571 6.32 0.000 0979116 1859417 detadt 9934567 1163903 8.54 0.000 7653359 1.221578 detait -1.432646 1694301 -8.46 0.000 -1.764723 -1.100569 rd -10.26764 11.4623 -0.90 0.370 -32.73333 12.19806 detanat 0559169 0197268 2.83 0.005 0172532 0945806 detaet 8398232 0957015 8.78 0.000 6522518 1.027395 detact 4076043 0529352 7.70 0.000 3038532 5113555 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Bảng 4.17 Kết quả hồi quy nhóm công ty hạn chế tài chính theo quy mô

Giống như tiêu chí tỷ lệ chi trả, tiêu chí phân loại theo quy mô cũng được chia thành hai nhóm và tiến hành hồi quy cho từng nhóm để so sánh tác động của yếu tố hạn chế tài chính đối với giá trị tiền mặt của công ty Kết quả hồi quy cho nhóm không bị hạn chế tài chính theo quy mô được trình bày trong bảng 4.18.

_cons -.0067633 001392 -4.86 0.000 -.0094917 -.0040349 detactlt -.0103623 0725139 -0.14 0.886 -.1524868 1317622 detactct1 -.4316553 0337708 -12.78 0.000 -.4978448 -.3654658 nft -.0320906 0135265 -2.37 0.018 -.0586021 -.0055791 lt -.0635696 0195387 -3.25 0.001 -.1018648 -.0252745 ct1 -.0370672 0206908 -1.79 0.073 -.0776204 003486 detadt 1904747 0653645 2.91 0.004 0623628 3185867 detait -.3226897 1153939 -2.80 0.005 -.5488575 -.0965218 rd 8556102 3804088 2.25 0.025 1100227 1.601198 detanat -.0006543 0099945 -0.07 0.948 -.0202432 0189346 detaet 1101593 0214894 5.13 0.000 0680408 1522778 detact 6277688 0213261 29.44 0.000 5859705 6695671 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Bảng 4.18 Kết quả hồi quy nhóm công ty không hạn chế tài chính theo quy mô

Tổng hợp các kết quả hồi quy với các nhóm theo các tiêu chí khác nhau được thể hiện ở bảng 4.18

Bảng 4.19 Kết quả hồi quy được phân chia theo các nhóm công ty hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính

Biến độc lập Tỷ lệ chi trả Quy mô

_cons -.0180881 0012085 -14.97 0.000 -.0204566 -.0157195 detactlt 2378605 131615 1.81 0.071 -.0201002 4958212 detactct1 0923762 0409858 2.25 0.024 0120456 1727069 nft -.19412 0292355 -6.64 0.000 -.2514205 -.1368196 lt -.1184305 0214211 -5.53 0.000 -.160415 -.076446 ct1 1958134 0170262 11.50 0.000 1624427 2291841 detadt -.2600315 1723535 -1.51 0.131 -.5978383 0777752 detait 3219061 1250836 2.57 0.010 0767468 5670654 rd -45.07041 31.82925 -1.42 0.157 -107.4546 17.31377 detanat 1041118 0198969 5.23 0.000 0651147 143109 detaet 8324628 0548009 15.19 0.000 725055 9398706 detact 0136716 0720647 0.19 0.850 -.1275726 1549158 er Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Estimated coefficients = 12 Obs per group: min = 1

Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 175

Estimated covariances = 175 Number of obs = 408

Theo bảng 4.19, giá trị biên trung bình của tiền mặt đối với nhóm hạn chế tài chính là 0.386 đồng theo tỷ lệ chi trả và 0.583 đồng theo quy mô, trong khi nhóm không hạn chế tài chính có giá trị lần lượt là 0.342 đồng và 0.056 đồng Điều này cho thấy giá trị biên trung bình của tiền mặt ở nhóm hạn chế tài chính cao hơn so với nhóm không hạn chế tài chính Kết quả này xác nhận giả thuyết rằng các công ty hạn chế tài chính có khả năng tiếp cận nguồn vốn bên ngoài kém hơn, dẫn đến giá trị của tiền mặt tích lũy nội bộ được đánh giá cao hơn.

Nghiên cứu cho thấy yếu tố nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng rõ rệt đến nhóm hạn chế tài chính, với việc mức nắm giữ tiền mặt cao hơn dẫn đến giá trị biên của tiền mặt giảm, đạt ý nghĩa thống kê 1% Ngược lại, nhóm không hạn chế tài chính cho thấy kết quả khác biệt theo tiêu chí phân loại Đối với yếu tố đòn bẩy thị trường, kết quả không rõ ràng.

Ngoài việc phân chia mẫu quan sát thành các nhóm hạn chế và không hạn chế tài chính, tôi còn áp dụng một phương pháp khác để đánh giá tác động của yếu tố hạn chế tài chính của công ty Phương pháp này sử dụng biến giả trong mô hình hồi quy, dựa trên hai tiêu chí phân loại là tỷ lệ chi trả và quy mô công ty Kết quả phân tích được trình bày chi tiết trong bảng 4.20.

Bảng 4.20 Kết quả hồi quy sử dụng biến giả công ty hạn chế tài chính

Biến độc lập Tỷ lệ chi trả Quy mô ΔCt 0.331*** 0.323***

Kết quả từ bảng 4.20 cho thấy rằng đối với các công ty hạn chế tài chính, tác động của việc nắm giữ tiền mặt có xu hướng ngược chiều với giá trị biên của tiền mặt, mặc dù không có ý nghĩa thống kê Ngược lại, đòn bẩy thị trường thể hiện tác động rõ ràng hơn và đạt mức ý nghĩa thống kê 1%, xác nhận giả thuyết rằng đòn bẩy cao hơn sẽ dẫn đến giá trị biên của tiền mặt giảm.

Kiểm định tác động của yếu tố khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư

Trong nghiên cứu này, tôi thực hiện hồi quy kiểm định bằng cách phân loại các công ty thành ba nhóm dựa trên hai yếu tố chính: khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư Mục tiêu là đánh giá tác động kép của yếu tố hạn chế tài chính đối với giá trị biên của tiền mặt, trong bối cảnh công ty có hoặc không có cơ hội đầu tư tốt.

Nhóm I là nhóm có khả năng trả lãi thấp nhất và tỷ lệ MB ngành thấp nhất Đây là các công ty phải dùng một lượng khá lớn tiền để thanh toán các khoản lãi vay và lại không có các cơ hội đầu tư tốt Do vậy, các công ty này có thể có giá trị biên của tiền mặt thấp bởi bì họ có khá ít cơ hội đầu tư và một phần đáng kể trong lượng tiền mặt tăng thêm sẽ vào túi các chủ nợ

Bảng 4.21 Kết quả hồi quy mô hình kiểm định các công ty khả năng trả lãi thấp và cơ hội đầu tư thấp

Nhóm II là nhóm bao gồm các công ty có khả năng trả lãi thấp và tỷ lệ MB cao Những công ty này cũng có mức nắm giữ tiền mặt thấp nhưng lại có các cơ hội đầu tư, khiến họ phải tiếp cận thị trường vốn bên ngoài để nắm bắt được các cơ hội đầu tư hiện hữu Vì vậy dự đoán được đưa ra là các công ty này đánh giá cao tiền mặt nội bộ bởi đó là nguồn tiền giúp giảm được những chi phí tài trợ vốn bên ngoài tốn kém mà công ty sẽ cần phải huy động, nhờ đó tăng khả năng thực hiện các dự án đầu tư

_cons -.1221172 0949096 -1.29 0.201 -.3103264 0660921 nft 142811 1003053 1.42 0.158 -.0560981 3417202 lt 0645346 1197675 0.54 0.591 -.1729687 302038 ct1 2436879 1368955 1.78 0.078 -.0277811 5151568 detadt 0844863 4607705 0.18 0.855 -.8292389 9982114 detait -.3971256 2261136 -1.76 0.082 -.8455173 0512661 rd 0 (omitted) detanat 0071975 0457262 0.16 0.875 -.0834792 0978742 detaet 2396293 224533 1.07 0.288 -.205628 6848866 detact 0650626 205658 0.32 0.752 -.342765 4728901 er Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] Robust

Root MSE = 35823 R-squared = 0.1320 Prob > F = 0.2690 F( 8, 104) = 1.27Linear regression Number of obs = 113

Bảng 4.22 Kết quả hồi quy mô hình kiểm định các công ty khả năng trả lãi thấp và cơ hội đầu tư cao

Nhóm III gồm các công ty có khả năng trả lãi cao nhất và tỷ lệ MB ngành thấp nhất, dự đoán có giá trị biên tiền mặt thấp do nắm giữ lượng lớn tiền mặt mà không có nhiều cơ hội đầu tư Do đó, khả năng cao là các công ty này sẽ phân phối lại cho cổ đông Kết quả hồi quy của nhóm III được trình bày trong bảng 4.23.

_cons -.2565587 1249387 -2.05 0.048 -.5101978 -.0029197 nft -.0685444 1088842 -0.63 0.533 -.289591 1525022 lt 0823605 2091258 0.39 0.696 -.3421874 5069084 ct1 3819298 1665427 2.29 0.028 0438301 7200295 detadt 1.117108 1.132318 0.99 0.331 -1.18162 3.415837 detait 7538194 9187231 0.82 0.417 -1.111288 2.618927 rd 0 (omitted) detanat 1041926 128153 0.81 0.422 -.1559718 3643569 detaet 8982421 4140666 2.17 0.037 0576423 1.738842 detact 4683317 1750211 2.68 0.011 1130201 8236434 er Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 8.59234206 43 199821908 Root MSE = 35399 Adj R-squared = 0.3729 Residual 4.38569908 35 125305688 R-squared = 0.4896 Model 4.20664298 8 525830372 Prob > F = 0.0013 F( 8, 35) = 4.20 Source SS df MS Number of obs = 44

Bảng 4.23 Kết quả hồi quy mô hình kiểm định các công ty khả năng trả lãi cao và cơ hội đầu tư thấp

Kết quả tổng hợp thực nghiệm đối với ba nhóm công ty theo khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư ở trên được thể hiện tại bảng 4.24

Bảng 4.24 trình bày kết quả hồi quy mô hình kiểm định giữa các công ty hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính, tập trung vào yếu tố khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư Kết quả cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong khả năng trả lãi của hai nhóm công ty này, đồng thời chỉ ra mối quan hệ giữa tình trạng tài chính và cơ hội đầu tư mà các công ty có thể khai thác.

Biến độc lập I II III ΔCt 0.065 0.468** -0.512

_cons 0341885 0956655 0.36 0.724 -.162101 2304779 nft 648258 5745983 1.13 0.269 -.5307204 1.827236 lt -.2325183 5336163 -0.44 0.666 -1.327409 862372 ct1 -.1081832 3019328 -0.36 0.723 -.7276981 5113317 detadt -.3313474 6787212 -0.49 0.629 -1.723968 1.061273 detait -3.199766 5.102638 -0.63 0.536 -13.66951 7.269981 rd -165.7882 2870.471 -0.06 0.954 -6055.509 5723.932 detanat -.3063125 337927 -0.91 0.373 -.9996814 3870564 detaet 1.395353 7091511 1.97 0.059 -.0597047 2.850411 detact -.5120502 5370306 -0.95 0.349 -1.613946 5898455 er Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Source SS df MS Number of obs = 37

Kết quả thực nghiệm cho thấy nhóm II, với khả năng trả lãi thấp nhất và cơ hội đầu tư cao nhất, có giá trị biên của tiền mặt cao nhất là 0.468 đồng, có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Ngược lại, nhóm I chỉ có giá trị biên của tiền mặt là 0.065 đồng do ít cơ hội đầu tư Nhóm III, mặc dù nắm giữ tiền mặt lớn, nhưng cũng có giá trị biên thấp với mức -0.512 đồng Những kết quả này xác nhận giả thuyết rằng các công ty hạn chế tài chính nhưng có nhiều cơ hội đầu tư tốt sẽ cần huy động vốn bên ngoài, làm cho giá trị của tiền mặt nội bộ tăng cao hơn.

Tiêu đề	Chính Sách Tài Chính Doanh Nghiệp Và Giá Trị Của Tiền Mặt – Nghiên Cứu Tại Các Công Ty Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Thiên Kim
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2015
Thành phố	Thành Phố Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	99
Dung lượng	1,54 MB