Luận văn thạc sĩ UEH 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 cho sự phát triển của doanh nghiệp Tính thanh khoản cho phép công ty thực hiện các khoản đầu tư mà không cần phải vay mượn từ thị trường vốn bên ngoài, từ đó giảm thiểu chi phí giao dịch liên quan đến việc phát hành nợ hoặc vốn Ngoài ra, tính thanh khoản còn giúp doanh nghiệp giảm thiểu rủi ro tài chính khi dòng tiền 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 đồng nghĩa với việc phải chịu một khoản 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 công ty có thể được đánh giá thông qua giá trị biên của tiền mặt, và điều này ảnh hưởng đến sự biến động giá trị của công ty trên thị trường, thể hiện qua giá cổ phiếu.

Theo các nghiên cứu trước đây, giá trị của tiền mặt bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, trong đó có chính sách tài chính doanh nghiệp, tỷ lệ nợ vay trong cấu trúc vốn và tình trạng hạn chế tài chính Cụ thể, giá trị biên của tiền mặt giảm khi doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt hoặc có tỷ lệ nợ vay cao Đối với các 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 về việc liệu các nghiên cứu về mối quan hệ giữa chính sách tài chính doanh nghiệp và giá trị tiền mặt ở các quốc gia phát triển có áp dụng được tại Việt Nam hay không Để làm rõ vấn đề này, tôi tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa chính sách tài chính doanh nghiệp và giá trị tiền mặt dựa trên dữ liệu tài chính của các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam Dự báo giá trị tiền mặt của doanh nghiệp sẽ hỗ trợ các nhà quản lý trong việc ra quyết định về 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 công ty có mức nắm giữ tiền mặt cao và công ty có mức nắm giữ tiền mặt thấp có sự khác biệt rõ rệt Các công ty nắm giữ nhiều tiền mặt thường được xem là có khả năng tài chính ổn định hơn, tạo điều kiện cho việc đầu tư và mở rộng kinh doanh Ngược lại, các công ty có mức nắm giữ tiền mặt thấp có thể phải đối mặt với rủi ro tài chính cao hơn, nhưng cũng có thể cho thấy sự hiệu quả trong việc quản lý tài sản và tối ưu hóa dòng tiền Việc so sánh này giúp các nhà đầu tư và phân tích tài chính hiểu rõ hơn về chiến lược tài chính của từng công ty.

Công ty có tỷ lệ nợ vay cao thường bị đánh giá cao hơn về giá trị của tiền mặt so với những công ty có tỷ lệ nợ vay thấp Điều này xảy ra vì mức nợ cao có thể cho thấy khả năng sinh lợi lớn hơn, nhưng cũng đồng nghĩa với rủi ro tài chính cao hơn Các nhà đầu tư thường xem xét khả năng thanh toán nợ và khả năng tạo ra dòng tiền để đảm bảo rằng công ty có thể duy trì hoạt động ổn định Do đó, giá trị tiền mặt của công ty có tỷ lệ nợ vay cao có thể tăng thêm sự khác biệt trong mắt nhà đầu tư, khi họ đánh giá khả năng sinh lời và rủi ro liên quan đến nợ.

Giá trị biên của tiền mặt được đánh giá khác nhau giữa các công ty chia cổ tức bằng tiền mặt và những công ty thực hiện mua lại cổ phần Các công ty chia cổ tức thường mang lại lợi ích ngay lập tức cho cổ đông thông qua việc phân phối tiền mặt, trong khi các công ty mua lại cổ phần có thể tăng giá trị cổ phiếu và cải thiện tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu Sự khác biệt này ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của cổ đông, khi họ cân nhắc giữa lợi tức ngắn hạn và tiềm năng tăng trưởng dài hạn.

Giá trị biên của tiền mặt được đánh giá khác nhau giữa 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 Công ty hạn chế tài chính thường phải cân nhắc kỹ lưỡng về việc sử dụng tiền mặt, trong khi công ty không hạn chế tài chính có thể tận dụng linh hoạt hơn các cơ hội đầu tư Việc đánh giá giá trị biên của tiền mặt trong bối cảnh này ảnh hưởng đến quyết định đầu tư và khả năng tăng trưởng của các công ty.

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 hoạt động và hiệu quả của các doanh nghiệp 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 hạn chế tài chính thường cao hơn so với các công ty không hạn chế tài chính Điều này đặc biệt rõ ràng khi các công ty sở hữu những cơ hội đầu tư tốt, dẫn đến khoảng cách giá trị biên giữa hai loại hình công ty này ngày càng mở rộng.

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

Hanson (1992) đã nghiên cứu về dòng tiền nhàn rỗi và chỉ ra rằng dòng tiền nhàn rỗi cao thường đi kèm với sự không tương xứng giữa cơ hội tăng trưởng và nguồn lực Khi một công ty có dòng tiền nhàn rỗi cao tham gia vào các thương vụ M&A, tỷ suất sinh lợi mục tiêu của nó thường thấp hơn.

Kết quả nghiên cứu từ năm 1970 cho thấy các công ty có dòng tiền dư thừa thường theo đuổi những thương vụ mua lại với lợi ích thấp Đến thập niên 1980, những công ty có dòng tiền nhàn rỗi cao trở thành mục tiêu cho các vụ chào mua với giá cao hơn thị trường Nghiên cứu chỉ ra rằng việc giảm thiểu các vấn đề chi phí đại diện trong các công ty mục tiêu có thể mang lại lợi ích Đồng thời, các công ty mua lại với dòng tiền dư thừa cao thường thể hiện tỷ suất sinh lợi thấp trong các thông báo 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 thành các nhóm như công ty có dòng tiền nhàn rỗi cao và công ty nghèo kèm trì trệ Các cuộc mua lại giữa công ty nghèo, trì trệ và công ty có dòng tiền nhàn rỗi mang lại tỷ suất sinh lợi cao nhất, trong khi tỷ suất sinh lợi thấp nhất xuất hiện ở những công ty mua lại có mục tiêu tương tự Tỷ suất sinh lợi của công ty đi mua sẽ tích cực hơn khi có sự kết hợp với thay đổi về cấu trúc vốn và tài sản lỏng, giúp giảm thiểu vấn đề trì trệ hoặc 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 trong bối cảnh chi phí tài trợ vốn bên ngoài Qua phân tích nhiều công ty công nghiệp Mỹ, họ xác định rằng mức tối ưu của tính thanh khoản được xác lập dựa trên sự cân bằng giữa tỷ suất sinh lợi thấp từ tài sản thanh khoản và lợi ích từ việc giảm thiểu nhu cầu vốn tốn kém Mô hình nghiên cứu dự báo rằng đầu tư tối ưu vào tài sản 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 thanh khoản của công ty.

Nghiên cứu của Harford (1999) chỉ ra rằng các công ty có lượng tiền mặt dồi dào thường có xu hướng thực hiện các thương vụ M&A hơn Tuy nhiên, bằng chứng cho thấy rằng các vụ mua lại của những công ty này thường dẫn đến sự giảm giá trị cổ phiếu, với mỗi đồng tiền mặt dự trữ làm giảm giá trị khoảng 7 xu Các công ty nhiều tiền mặt cũng có khả năng thực hiện các cuộc thu mua đa dạng, nhưng mục tiêu của họ thường không thu hút được các công ty mua lại khác Điều này phù hợp với bằng chứng về tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu, cho thấy rằng các 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 và chỉ ra rằng các chính sách tài chính bảo thủ thường bị chỉ trích vì lợi ích của nhà quản lý hơn cổ đông Họ đã kiểm tra hiệu suất hoạt động của các công ty nắm giữ hơn 25% tài sản dưới dạng tiền mặt và tương đương tiền trong 5 năm Kết quả cho thấy, các công ty này có hiệu suất hoạt động 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 ban lãnh đạo không giải thích được sự khác biệt trong hiệu suất Nghiên cứu cũng cho thấy rằng việc nắm giữ tiền mặt cao đi kèm với đầu tư lớn hơn, đặc biệt là trong chi phí R&D, và dẫn đến tăng trưởng tài sản lớn hơn Các công ty duy trì lượng tiền mặt lớn được hỗ trợ trong việc đầu tư mà không làm cản trở hoạt động kinh doanh.

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 quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và giá trị công ty ở những quốc gia có mức độ bảo vệ nhà đầu tư thấp là yếu hơn nhiều so với các quốc gia khác.

Nghiên cứu của Dittmar và Smith (2007) chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt có ảnh hưởng đáng kể đến giá trị thị trường của doanh nghiệp Kết quả cho thấy rằng cả giá trị tiền mặt và giá trị doanh nghiệp đều bị ảnh hưởng bởi kỳ vọng của nhà đầu tư về cách thức sử dụng tiền mặt của ban lãnh đạo trong các tình huống không kiểm soát.

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

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

Theo Keynes, động cơ dự phòng không chỉ liên quan đến việc giữ tiền cho các giao dịch hàng ngày, mà còn nhằm đáp ứng những nhu cầu 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

Miller và Orr (1966) đã phát triển mô hình lý thuyết đánh đổi nhằm xác định nhu cầu tiền mặt của các công ty Mô hình này nhấn mạnh sự cân nhắc giữa lợi ích và chi phí khi nắm giữ tiền mặt, cho phép các doanh nghiệp tìm ra mức tiền mặt tối ưu bằng cách đánh giá kỹ lưỡng các yếu tố này.

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 ứng phó với chi phí phát sinh ngoài dự kiến, từ đó giảm nguy cơ kiệt quệ tài chính Yếu tố này tương tự với động cơ đề phòng đã được đề cập.

Doanh nghiệp có thể nâng cao tính chủ động trong việc triển khai 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 mặc dù tiền mặt là tài sản có tính thanh khoản cao, nhưng lại không sinh lời hoặc sinh lời rất ít Việc dự trữ tiền mặt có thể dẫn đến việc mất cơ hội đầu tư vào các dự án có khả năng sinh lời cao hơn Do đó, doanh nghiệp cần cân nhắc khoản chi phí cơ hội này khi quyết định giữ tiền mặt.

Chi phí đại diện ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp khi có lượng tiền mặt dồi dào, khiến các nhà quản lý không chịu áp lực phải quản lý tài chính một cách hợp lý Điều này có thể dẫn đến việc doanh nghiệp thực hiện các vụ thu mua với giá cao hơn giá thị trường và đầu tư vào các dự án kém hiệu quả, nhằm tìm kiếm lợi ích cá nhân, từ đó làm giảm hiệu quả hoạt động tổng thể.

Myers và Majluf (1984) nghiên cứu tính linh hoạt tài chính của doanh nghiệp, nhấn mạnh rằng công ty cần phát hành cổ phiếu thường để huy động tiền mặt khi có cơ hội đầu tư giá trị Họ giả định rằng ban quản trị hiểu rõ hơn về giá trị công ty so với các nhà đầu tư tiềm năng Mô hình của họ cho thấy việc từ chối phát hành cổ phiếu có thể dẫn đến việc bỏ lỡ cơ hội đầu tư quan trọng Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các công ty thường dựa vào nguồn quỹ nội bộ, ưu tiên giữ lượng tiền mặt lớn để thực hiện các dự án gia tăng giá trị, thay vì phải tìm kiếm nguồn tài trợ bên ngoài với chi phí cao do thông tin bất cân xứng.

Jensen (1986) chỉ ra rằng các nhà quản lý có xu hướng tích trữ tiền mặt để tăng giá trị tài sản trong tầm kiểm soát của họ và giữ quyền quyết định đối với các dự án đầu tư Việc có sẵn tiền mặt giúp họ không cần huy động vốn từ bên ngoài, do đó không phải công bố thông tin chi tiết về dự án Điều này có thể dẫn đến việc các nhà quản lý đầu tư vào các dự án mang lại lợi ích cá nhân nhiều hơn là tối đa hóa giá trị công ty và lợi ích cho cổ đông.

Nghiên cứu của Opler và các cộng sự (1999) tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định giữ tiền mặt của các công ty đại chúng tại Mỹ trong giai đoạn 1971-1993 Các tác giả đã phân tích những yếu tố kinh tế và tài chính quan trọng, từ đó rút ra kết luận về cách mà các công ty quản lý nguồn tài chính của mình để tối ưu hóa hiệu quả hoạt động Nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa quyết định nắm giữ tiền mặt và các yếu tố bên ngoài cũng như nội bộ của doanh nghiệp.

Nghiên cứu năm 1994 cho thấy các công ty có tiềm năng tăng trưởng mạnh, dòng tiền nhiều rủi ro và quy mô nhỏ thường giữ tiền mặt nhiều hơn so với tài sản khác Ngược lại, các công ty lớn, có xếp hạng tín dụng cao và đòn bẩy tài chính cao thường giữ ít tiền mặt hơn Ngoài ra, 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 của cổ đông Hơn nữa, tiền mặt dư thừa không ảnh hưởng lớn đến chi tiêu vốn, mua lại hay chi trả cổ đông trong ngắn hạn, và 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) về tác động của ngân hàng đến việc nắm giữ tiền mặt của các công ty công nghiệp ở Mỹ, Đức và Nhật Bản cho thấy rằng các công ty Nhật Bản có xu hướng nắm giữ tiền mặt nhiều hơn so với các công ty Mỹ và Đức Sự nắm giữ tiền mặt của các công ty Nhật chịu ảnh hưởng mạnh mẽ từ sức mạnh độc quyền của ngân hàng, với mức nắm giữ cao trong các giai đoạn ngân hàng có quyền lực lớn Khi ngân hàng suy yếu, mức nắm giữ tiền mặt của các công ty Nhật dần giống với các công ty Mỹ Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các 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 của Nhật Bản.

Nghiên cứu của Dittmar, Smith và Servaes (2003) chỉ ra rằng các vấn đề đại diện có tác động đáng kể đến nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Qua việc khảo sát 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 lượng tiền mặt gấp đôi so với các công ty ở những quốc gia có quyền cổ đông tốt Hơn nữa, khi quyền cổ đông không được bảo vệ tốt, các yếu tố thúc đẩy nhu cầu nắm giữ tiền mặt như cơ hội đầu tư và thông tin bất cân xứng trở nên ít quan trọng hơn Kết quả này càng được củng cố khi kiểm soát sự phát triển của thị trường vốn, cho thấy rằng các công ty có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn khi việc tiếp cận quỹ dễ dàng hơn Nghiên cứu cũng cung cấp bằng chứng cho thấy các nhà đầu tư ở những quốc gia 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 nhóm cộng sự (2003) về các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp tại Nhật, Pháp, Đức và Anh trong giai đoạn 1983-2000 cho thấy rằng cấu trúc pháp luật và cơ cấu sở hữu doanh nghiệp là những yếu tố quyết định Cụ thể, doanh nghiệp có mức độ bảo vệ cổ đông cao sẽ có mức nắm giữ tiền mặt thấp hơn, trong khi doanh nghiệp có mức độ bảo vệ chủ nợ cao lại có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn.

Kết quả phân tích mô hình quản lý tiền mặt động cho thấy các doanh nghiệp điều chỉnh lượng tiền mặt theo cơ cấu mục tiêu Tốc độ điều chỉnh quỹ tiền mặt ở Pháp, Đức và Nhật Bản tương đồng, trong khi các doanh nghiệp tại Anh thường xuyên thay đổi cấu trúc tiền mặt của họ hơn.

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

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 giá trị tiền mặt nắm giữ phi rủi ro thường bị các cổ đông định giá thấp, đặc biệt trong các công ty có nguy cơ khủng hoảng tài chính cao Điều này xảy ra vì khi công ty đối mặt với khả năng kiệt quệ tài chính và nợ lớn, lợi ích từ tiền mặt sẽ chủ yếu 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 gia tăng, giá trị biên của tiền mặt giảm đáng kể Hơn nữa, giá trị biên tiền mặt trung bình của các công ty có hạn chế tài chính lại cao hơn so với các công ty không bị hạn chế tài chính.

Nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2004) chỉ ra rằng giá trị thị trường của tiền mặt mà công ty nắm giữ được cổ đông đánh giá khoảng 0.97 đồng cho mỗi đồng tiền mặt thêm vào Họ cũng phát hiện rằng chất lượng và sự biến động của các cơ hội đầu tư, khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính, cùng khả năng tiếp cận thị trường vốn đều ảnh hưởng đến giá trị tiền mặt mà cổ đông đánh giá Đặc biệt, các công ty có cơ hội tăng trưởng tốt thường có giá trị tiền mặt cao hơn so với những công ty thiếu triển vọng phát triển.

Tiền mặt thường bị định giá thấp hơn trong các công ty có chiến lược đầu tư ổn định và những công ty gần nguy cơ kiệt quệ tài chính Nghiên cứu cho thấy khả năng tiếp cận thị trường vốn ảnh hưởng đến cách cổ đông đánh giá mức nắm giữ tiền mặt Tóm lại, giá trị mà cổ đông gán cho mức nắm giữ tiền mặt chủ yếu bị ảnh hưởng bởi các cơ hội đầu tư, thay vì các cơ hội được tài trợ vốn.

Năm 2006, nghiên cứu của Pinkowitz, Stulz và Williamson đã mở rộng kiểm định sự khác biệt về giá trị biên của tiền mặt giữa các quốc gia khác nhau.

Các lý thuyết về chi phí đại diện cho rằng giá trị nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp ở những quốc gia có bảo vệ nhà đầu tư kém thấp hơn, do cổ đông có khả năng khai thác lợi ích cá nhân cao hơn Nghiên cứu cho thấy, ở các quốc gia với quản trị trung bình, giá trị biên của một đồng tiền mặt chỉ đạt 0.33 đồng, trong khi ở các quốc gia có chất lượng quản trị tốt hơn, giá trị này lên tới 0.91 đồng Điều này chỉ ra rằng quản trị doanh nghiệp kém làm giảm giá trị nắm giữ tiền mặt.

Michael Faulkender và Rong Wang (2006) 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 Họ chuẩn hóa biến độc lập qua giá trị thị trường cổ phần cuối năm tài chính trước, cho phép giải thích các hệ số ước lượng là sự thay đổi giá trị cổ phần tương ứng với 1 đô la biến độc lập Kết quả cho thấy giá trị biên trung bình của tiền mặt là 0.94 đồng, giảm khi mức nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy thị trường tăng 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, các công ty hạn chế tài chính có giá trị biên tiền mặt cao hơn so với các công ty không hạn chế, đặc biệt khi họ đối mặt với cơ hội đầu tư tốt nhưng nguồn quỹ nội bộ thấp.

Nghiên cứu của Autukaite và Molay (2011) đã tiến hành một nghiên cứu thực nghiệm về tác động của việc nắm giữ tiền mặt và vốn lưu động đến giá trị công ty, dựa trên mẫu 701 công ty tại Pháp trong giai đoạn từ 2003 đến 2009.

Nghiên cứu cho thấy rằng mỗi đồng euro tăng thêm trong tiền mặt hoặc vốn lưu chuyển có giá trị thấp hơn một euro Hơn nữa, giá trị biên của tiền mặt giảm khi mức nắm giữ tiền mặt và tỷ lệ 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 Lý do chọn mốc thời gian này là để phân tích sự phát triển và biến động của thị trường chứng khoán trong giai đoạn quan trọng này.

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

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, mức 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 chứng kiến sự bùng nổ của thị trường nhờ 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 Cụ thể, giá trị biên của tiền mặt được định nghĩa là giá trị gia tăng từ một đồng tiền mặt bổ sung Chính sách tài chính bao gồm các quyết định đầu tư như quản lý quỹ, tồn kho, huy động vốn ngắn hạn và dài hạn, cùng với việc sử dụng đòn bẩy tài chính Nghiên cứu cũng xem xét 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 hướng đến việc kiểm tra các giả thuyết tương tự như nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006), nhằm đạt được mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.

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, đặc biệt khi thiếu cơ hội đầu tư Do đó, công ty có xu hướng phân phối lại cho cổ đông, tuy nhiên, giá trị của mỗi đồng tăng thêm thường bị đánh giá thấp hơn 1 do chịu chi phí thuế doanh nghiệp cao hơn so với thuế đánh vào nhà đầu tư và vấn đề dòng tiền nhàn rỗi Hơn nữa, khi công ty chi trả cổ tức cho cổ đông, giá trị biên của tiền mặt thường thấp hơn so với việc thực hiện mua lại cổ phần.

Công ty có mức độ nắm giữ tiền mặt thấp có nguy cơ rơi vào tình trạng thiếu hụt tiền mặt, buộc phải huy động vốn từ bên ngoài để thanh toán các khoản phải trả hoặc đầu tư Việc tiếp cận thị trường vốn bên ngoài sẽ phát sinh chi phí giao dịch trực tiếp và gián tiếp, làm tăng giá trị của mỗi đồng vốn bổ sung.

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

Giả thuyết 2 chỉ ra rằng, đối với doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao, mỗi đồng giá trị tăng thêm không được cổ đông đánh giá cao như ở doanh nghiệp có đòn bẩy thấp.

Kết quả nghiên cứu cho thấy, các công ty có đòn bẩy cao thường sử dụng tiền mặt để trả nợ, điều này không làm tăng giá trị vốn cổ phần mà chỉ mang lại lợi ích cho các chủ nợ Do đó, các cổ đông của những doanh nghiệp này không đánh giá cao giá trị của việc tăng thêm tiền mặt.

Giả thuyết 3 cho rằng các doanh nghiệp có hạn chế về tài chính thường đánh giá giá trị biên của tiền mặt cao hơn so với những doanh nghiệp không gặp phải vấn đề tài chính Điều này cho thấy rằng trong bối cảnh tài chính hạn hẹp, tiền mặt trở thành tài sản quý giá hơn, ảnh hưởng đến quyết định đầu tư và quản lý tài chính của doanh nghiệp.

Khi tiếp cận thị trường vốn, các công ty hạn chế tài chính thường phải đối mặt với chi phí huy động vốn bên ngoài cao hơn, dẫn đến giá trị biên của tiền mặt cao hơn do các quỹ nội bộ giúp giảm thiểu chi phí này Nếu công ty có cơ hội đầu tư, chi phí huy động vốn bên ngoài càng cao, khả năng bỏ qua các dự án có giá trị càng lớn nếu nguồn vốn nội bộ không đủ Do đó, khi các doanh nghiệp đối diện với cơ hội đầu tư tốt, sự chênh lệch này càng trở nên rõ ràng hơn.

Biến nghiên cứu và mô hình nghiên cứu

Bài nghiên cứu 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 của Faulkender và Wang (2006), trong đó tỷ suất sinh lợi vượt trội được xác định là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư.

Trong đó, danh mục được chia theo cách mà Fama and French (1998) đã thực hiện

Mỗi năm, các công ty được phân loại dựa trên hai tiêu chí chính: quy mô (S) và tỷ lệ giá trị sổ sách của cổ phần so với giá trị thị trường (BE/ME) Mỗi tiêu chí sẽ được sắp xếp thứ tự và chia thành 5 nhóm, tạo thành tổng cộng 25 nhóm, tương ứng với 25 danh mục Do đó, mỗi loại cổ phiếu của một công ty sẽ thuộc về một danh mục cụ thể trong năm.

Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu được tính bằng công thức: (P1 – P0)/P0, trong đó P1 là giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm và P0 là giá cổ phiếu đóng cửa vào cuối năm trước Công thức này giúp đánh giá hiệu suất đầu tư của cổ phiếu qua thời gian.

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 đáng kể 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 kiểm tra tính vững của kết quả hồi quy bằng cách thay đổi phương pháp đo lường sự thay đổi trong tiền mặt Để thực hiện điều này, 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 đa số công ty trong cùng một danh mục có quy mô và tỷ số giá trị sổ sách - giá trị thị trường (B/M) tăng mức tiền mặt nắm giữ trong năm tài chính, thì tỷ suất sinh lợi của danh mục sẽ phản ánh tác động của sự gia tăng này Tỷ suất sinh lợi vượt trội sẽ là chỉ số cho sự thay đổi chưa được phản ánh trong tỷ suất sinh lợi của danh mục.

Phương pháp thứ hai trong nghiên cứu này được áp dụng để đo lường sự thay đổi nắm giữ tiền mặt, dựa trên phương pháp của Almeida et al (2004) Sự thay đổi tiền mặt được hồi quy theo các yếu tố liên quan đến nguồn gốc và mục đích sử dụng tiền mặt Tôi sử dụng các giá trị 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 nhằm 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, 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 tỷ lệ giữa thu nhập trước thu nhập khác và khấu hao (trừ cổ tức) so với tổng tài sản Công thức tính CashFlow được xác định như sau: (lợi nhuận ròng - lợi nhuận khác + khấu hao - cổ tức) / tổng tài sản.

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 Cách tính thu nhập được xác định bằng công thức: thu nhập ròng trừ lợi nhuận khác, cộng với chi phí lãi vay và thuế thu nhập doanh nghiệp hoãn lại Công thức tính được biểu diễn 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 nắm giữ, 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) là một yếu tố quan trọng trong việc điều chỉnh chính sách đầu tư của công ty, tương tự như tài sản ròng Dữ liệu về chi phí R&D 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 ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp trong năm nghiên cứu mà còn bị tác động bởi nắm giữ tiền mặt của năm trước, điều này thể hiện qua tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu.

- 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)

Phương pháp nghiên cứu

Trong nghiên cứu này, tôi 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 các cổ phiếu và danh mục trong khung thời gian nghiên cứu Phương pháp này tập trung vào việc phân tích các sự kiện nhằm dự báo tác động của một sự kiện cụ thể đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.

Trong nghiên cứu sự kiện theo tiêu chuẩn, giá trị hiện tại ròng của sự kiện được dự báo thông qua việc quan sát tỷ suất sinh lợi bất thường xung quanh thời gian xảy ra sự kiện Tỷ suất sinh lợi dự báo được ước tính từ một mô hình với các tham số dự báo ngoài vùng sự kiện Bài nghiên cứu này tập trung vào cách thay đổi nắm giữ tiền mặt ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, đồng thời kiểm soát các thay đổi tài chính khác của công ty Sự kiện được hiểu là sự thay đổi ngoài dự báo của nắm giữ tiền mặt, với vùng sự kiện được xác định là năm tài chính Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu là sự khác biệt giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi danh mục Các yếu tố cụ thể của công ty sẽ giải thích cho các tỷ suất sinh lợi bất thường, tương tự như phương pháp nghiên cứu sự kiện Để kiểm định giả thuyết 3, tôi thực hiện kiểm định trên hai nhóm công ty: hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính, nhằm tìm hiểu cổ đông đánh giá giá trị biên của tiền mặt ở đâu cao hơn Nghiên cứu này phân chia mẫu dựa trên tỷ lệ chi trả cho cổ đông và quy mô công ty, theo phương pháp đã được Almeida et al (2004) và Faulkender và Wang sử dụng.

Tỷ lệ chi trả cổ đông được xác định bằng tổng cổ tức và mua lại cổ phần chia cho thu nhập ròng Tôi phân loại các công ty hàng năm theo tỷ lệ chi trả, với nhóm 30% có tỷ lệ thấp nhất được xếp vào hạn chế tài chính và nhóm 30% có tỷ lệ cao nhất vào không hạn chế tài chính Các công ty có tỷ lệ chi trả cao thường có quỹ nội bộ để thanh toán các khoản nợ và đầu tư, 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 đánh giá dựa trên logarit tự nhiên của doanh thu thuần Các công ty trong mỗi năm được phân loại theo doanh thu thuần, với 30% có doanh thu thấp nhất thuộc nhóm hạn chế tài chính và 30% có doanh thu cao nhất thuộc nhóm không hạn chế tài chính Các công ty lớn, nhờ vào sự nổi bật của mình, có khả năng tiếp cận thị trường vốn tốt hơn so với các công ty nhỏ, giúp họ dễ dàng huy động vốn cho các dự án đầu tư.

Ngoài việc phân chia mẫu quan sát thành 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 thông qua việc 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 sâu hơn giả thuyết 3 về các công ty hạn chế tài chính nhưng có cơ hội đầu tư tốt, tôi phân chia các quan sát thành nhóm dựa trên khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư Các công ty được phân thành bốn nhóm theo khả năng trả lãi (IC) và bốn nhóm khác dựa trên tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách bình quân ngành (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 thường có nhiều vốn hơn để đầu tư và phân phối Tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được sử dụng làm thước đo cho cơ hội đầu tư của công ty, tương tự như phương pháp mà Faulkender và Wang (2006) đã áp dụng trong nghiên cứu tại Mỹ.

Trong số các quan sát, một phần tư có tỷ lệ MB cao nhất đánh giá rằng việc tăng thêm đồng tiền mặt nội bộ sẽ mang lại giá trị cao hơn so với phần còn lại Giá trị được sử dụng là giá trị của ngành, nhằm tránh ảnh hưởng từ yếu tố hạn chế tài chính của công ty, đồng thời phản ánh khả năng huy động vốn cho các cơ hội đầu tư Tôi tiến hành hồi quy với các nhóm có khả năng trả lãi thấp nhất và tỷ lệ.

Trong ngành tài chính, nhóm có khả năng trả lãi thấp nhất thường có tỷ lệ MB ngành cao nhất, trong khi nhóm có khả năng trả lãi cao nhất lại có tỷ lệ MB ngành thấp nhất Điều này cho thấy mối liên hệ giữa khả năng trả lãi và tỷ lệ MB trong từng nhóm, phản ánh những khác biệt trong chiến lược tài chính và quản lý rủi ro của các doanh nghiệp.

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 để lựa chọn giữa OLS và REM.

Tôi áp dụng kiểm định White để kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi theo thời gian và sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm tra tương quan chuỗi Nếu phát hiện có 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 tính so với tỷ suất sinh lợi của danh mục có cổ phiếu đó (R B i.t) trong cùng năm Các biến ngoại trừ đòn bẩy thị trường và tỷ suất sinh lợi vượt trội được điều chỉnh 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 cùng đầu tư ngắn hạn), E t (thu nhập ròng và các khoản chi phí), 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), L t (đòn bẩy thị trường), và NF t (tổng phát hành cổ phần) Biến ΔX t biểu thị sự thay đổi trong một năm, được tính bằng X t – X t-1, trong đó t-1 chỉ giá trị của biến vào đầu năm t hoặc cuối năm t.

Bảng 4.1 cung cấp thống kê mô tả cho các biến trong mô hình hồi quy cơ bản của nghiên cứu, cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội một năm của công ty tại Việt Nam có trung vị là -0.49% và trung bình là -0.05%, với phân bố nghiêng phải Đối với thay đổi nắm giữ tiền mặt, trung vị và trung bình lần lượt là 0.11% và 2.16%, cũng có phân bố nghiêng phải Giá trị trung vị nắm giữ tiền mặt là 3.61% và trung bình là 10.4% so với giá trị thị trường của vốn cổ phần đầu năm, cho thấy phân bố nghiêng phải So sánh 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, nhưng tỷ suất sinh lợi vượt trội và thay đổi nắm giữ tiền mặt lại cao hơn Nghiên cứu tại Pháp của Autukaite và Molay (2011) cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội có trung vị -0.052 và trung bình -0.025, thấp hơn so với Việt Nam nhưng phân bố tương tự Mức nắm giữ tiền mặt tại Pháp có trung vị 0.069 và trung bình 0.145, cũng nghiêng phải nhưng cao hơn Đối với biến thay đổi nắm giữ tiền mặt, nghiên cứu tại Pháp ghi nhận trung vị -0.000 và trung bình -0.003, với phân bố nghiêng trái, trái ngược với kết quả tại 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) tại thị trường Pháp với giá trị tương ứng là 15.6% và 20.1%.

Theo nghiên cứu tại Việt Nam, tài trợ ròng có giá trị trung vị là 0.15% và giá trị trung bình là 1.0% So với Mỹ, nơi giá trị trung vị cũng là 0.15% nhưng giá trị trung bình lên tới 5.18%, và tại Pháp, giá trị trung vị là 0.1% với giá trị trung bình là 5.1%.

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

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

Trong khi đó, chi phí nghiên cứu và phát triển của công ty bình quân khá ổn định

Mức thay đổi trung bình và trung vị gần như bằng 0, điều này phù hợp với nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại thị trường Mỹ.

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

Chi phí lãi vay và chi trả cổ tức bình quân đã giảm qua các năm, với giá trị trung bình giảm -0.59% Sự chênh lệch này khá lớn so với thị trường Mỹ, nơi mức giảm chỉ đạt -0.03%, và hoàn toàn trái ngược với thị trường Pháp, nơi chi trả cổ tức bình quân tăng 0.1%.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Phương pháp thứ nhất là kiểm tra bằng ma trận tương quan và phương pháp thứ hai là kiểm tra bằng 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 cho thấy 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 của quá trình kiểm tra này 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 nhiều so với ngưỡng 10, điều này cho thấy mô hình nghiên cứu không gặp hiện tượng đa cộng tuyến.

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 là bước đầu tiên trong việc lựa chọn giữa mô hình hiệu ứng cố định (FEM) và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) Giả thuyết H0 được đặt ra là không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa FEM và REM, đồng thời không có sự tương quan giữa các sai số và các biến độc lập trong mô hình Nếu giả thuyết này được xác nhận, mô hình REM sẽ được coi là hiệu quả hơn.

Kết quả kiểm định được thể hiện trong bảng sau

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:

Prob>chi2 = 0.0847 = 17.87 chi2(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic

The analysis reveals that under the null hypothesis (Ho), the model exhibits efficiency, while it shows inconsistency under the alternative hypothesis (Ha) The coefficients obtained from the xtreg model indicate that certain variables, such as detaclt (-0.2364) and detacct1 (-0.0672), demonstrate varying levels of significance and impact Notably, the variable rd stands out with a high coefficient of 0.7794, suggesting a strong positive relationship In contrast, variables like detai (-0.1519) and detad (-0.0785) reflect negative associations, highlighting the complexity of the relationships in the dataset Overall, the fixed and random effects models provide insights into the differences and standard errors associated with these variables.

Tôi sẽ thực hiện kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier để lựa chọn giữa mô hình OLS và mô hình REM Kiểm định này đặt ra giả thuyết H0 rằng phương sai phần dư bằng 0, tức là không có sự khác biệt giữa các đặc điểm của mô hình, cho thấy mô hình OLS 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, vượt qua các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Do đó, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy không có sự khác biệt giữa các đặc điểm của mô hình hoặc lựa chọn mô hình OLS là phù 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 là sai số mô hình ui bằng 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 Tôi đã tiến hành các kiểm định với mô hình OLS.

Trong quá trình phân tích, tôi đã kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White và kiểm tra tương quan chuỗi bằng kiểm định Wooldridge 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 tiến hành kiểm định hai giả thuyết đầu tiên bằng cách sử dụng hồi quy mô hình trên toàn bộ quan sát để đánh giá tác động của nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy thị trường đến giá trị biên của tiền mặt Tiếp theo, tôi kiểm tra tác động của tỷ lệ chi trả cho cổ đông trong nhóm công ty có lợi nhuận dương và có phân phối cổ tức hoặc mua lại cổ phần Để đảm bảo tính chính xác, tôi kiểm định tính vững của kết quả bằng 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 bằng cách chia mẫu theo tỷ lệ chi trả cho cổ đông và quy mô doanh nghiệp, đồng thời sử dụng biến giả để phân tích tác động của yếu tố này Cuối cùng, tôi đánh giá tác động kép của hạn chế tài chính 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, và kết quả được trình bày trong bảng 4.7 cũng như ở cột I bảng 4.10.

Trong mô hình hồi quy thứ hai, tôi đã thêm 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) Tôi đã thực hiện hồi quy bằng phương pháp OLS, sau đó kiểm tra phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi Kết quả cho thấy có sự tồn tại của phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi, do đó tôi đã điều chỉnh mô hình bằng phương pháp FGLS Kết quả chi tiết được trình bày trong bảng 4.8.

Mô hình thứ ba được áp dụng cho các công ty có thu nhập dương và 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 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) Panels: heteroskedastic

Coefficients: generalized least squaresCross-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]

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, hệ số tương quan ban đầu cho thấy một đồng tiền mặt tăng thêm chỉ được cổ đông đánh giá ở mức 0.238 đồng Khi kết hợp sự thay đổi tiền mặt với mức độ nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy thị trường, giá trị biên của tiền mặt tăng lên, đạt 0.325 đồng đối với công ty không có tiền mặt và không có nợ So với nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại Mỹ, kết quả này cho thấy sự thay đổi tăng đáng kể hơn, trong khi nghiên cứu của Autukaite và Molay (2013) tại Pháp không ghi nhận sự thay đổi đáng kể, thậm chí có giảm nhẹ khi so sánh 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 thêm vào sẽ giảm Điều này dẫn đến hệ số tương quan âm giữa mức nắm giữ tiền mặt và thay đổi của tiền mặt trong kết quả hồi quy, với giá trị -0.020 được thể hiện ở cột II Nếu xem 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%, ta có thể thấy rằng công ty không có nợ và có mức nắm giữ tiền mặt cao sẽ ảnh hưởng đến giá trị tiền mặt của nó.

Giá trị biên của tiền mặt giảm khi công ty nắm giữ ít tiền mặt, với giá trị là 0.324 đồng cho mức nắm giữ 5% và 0.321 đồng cho mức 20% vốn cổ phần Điều này cho thấy công ty không nắm giữ nhiều tiền mặt có khả năng huy động vốn bên ngoài cao hơn, làm tăng giá trị của nguồn quỹ nội bộ Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Faukender và Wang (2006) tại Mỹ, nhưng không có ý nghĩa thống kê mạnh mẽ như trong nghiên cứu đó 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, cho thấy rằng khi công ty có nhiều tiền mặt, khả năng sử dụng để trả nợ tăng lên, làm giảm giá trị cho cổ đông Cụ thể, công ty có đòn bẩy thị trường 5% có giá trị biên 0.314 đồng, trong khi công ty có đòn bẩy 20% chỉ có giá trị 0.280 đồng, với kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Nghiên cứu tại Pháp cũng cho thấy giá trị âm nhưng không có ý nghĩa thống kê.

Tôi ước lượng giá trị biên của tiền mặt trung bình cho mẫu, với thực tế là hầu hết các công ty đều nắm giữ một lượng tiền mặt nhất định và có một số nợ Giá trị biên của tiền mặt được xác định thông qua hệ số tương quan giữa sự thay đổi trong nắm giữ tiền mặt và các biến tương tác liên quan đến mức nắm giữ tiền mặt cũng như đòn bẩy thị trường.

Theo cột II, nếu công ty không nắm giữ tiền mặt và không có nợ vào đầu năm, mỗi đồng tiền mặt tăng thêm được cổ đông đánh giá 0.325 đồng Tuy nhiên, trung bình một công ty có mức nắm giữ tiền mặt là 10.4% giá trị thị trường vốn cổ phần và đòn bẩy thị trường trung bình là 11.35% Do đó, giá trị biên của tiền mặt đối với cổ đông trong công ty trung bình là 0.30 đồng Điều này cho thấy rằng khi tăng thêm một đồng tiền mặt, giá trị của nó được cổ đông đánh giá dưới một đồng, phản ánh việc tính đến thuế Kết quả này thấp hơn so với nghiên cứu tại Pháp (0.59 đồng) và Mỹ (0.94 đồng).

Nghiên cứu của tôi 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, và thuế suất này phụ thuộc vào hình thức chi trả Cụ thể, thuế suất áp dụng cho cổ tức cao hơn, dẫn đến giá trị biên của tiền mặt dự đoán cao hơn cho các công ty thực hiện mua lại cổ phần thay vì trả cổ tức Tôi chỉ xem xét các công ty có thu nhập dương và phân phối tiền mặt cho cổ đông, và kết quả thực nghiệm cho thấy rằng giá trị của tiền mặt được đánh giá cao hơn ở các công ty thực hiện mua lại cổ phần, với hệ số có ý nghĩa thống kê tại mức 10% Kết quả cho thấy một đồng tiền mặt tăng thêm ở công ty chi trả 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 và nhận 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 Kết quả cho thấy mức nắm giữ tiền mặt dự báo vào cuối năm tài chính bằng với giá trị tiền mặt vào cuối năm tài chính trước.

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

Phương pháp đo lường đầu tiên đối với thay đổi tiền mặt dự báo là sử dụng thay đổi tiền mặt trung bình của danh mục trong năm tài chính tương ứng Nếu một 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 Khi phần lớn các công ty trong danh mục AB tăng nắm giữ tiền mặt, tỷ suất sinh lợi của danh mục sẽ bị ảnh hưởng, dẫn đến tỷ

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]

Phương pháp hồi quy FGLS theo chuỗi thời gian chéo là một kỹ thuật quan trọng trong nghiên cứu này, được phát triển từ Almeida et al (2004) để ước tính sự thay đổi dự kiến của nắm giữ tiền mặt Sự thay đổi trong nắm giữ tiền mặt được hồi quy dựa trên các yếu tố đại diện cho nguồn và mục đích sử dụng tiền mặt, với công thức hồi quy cụ thể cho 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 sử dụng hai phương pháp đo lường khác nhau nhằm phân tích 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 cột II của 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.

Phương pháp đo lường thay đổi tiền mặt thông qua giá trị tiền mặt trung bình cho thấy giá trị biên tiền mặt tăng khi mức nắm giữ tiền mặt tăng, điều này trái ngược với giả thuyết ban đầu và kết quả hồi quy theo mô hình cơ bản Ngược lại, tác động của đòn bẩy thị trường đối với giá trị biên của tiền mặt cho thấy mối quan hệ ngược chiều, hỗ trợ giả thuyết rằng công ty có tỷ lệ nợ cao sẽ có giá trị biên tiền mặt giảm Kết quả này cũng đạt ý nghĩa thống kê tại 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 nắm giữ tiền mặt hoặc tỷ lệ nợ của công ty tăng Tuy nhiên, chỉ yếu tố nắm giữ tiền mặt có ý nghĩa thống kê rõ ràng với mức ý nghĩa 1%, trong khi tác động của đòn bẩy thị trường không đạt được ý nghĩa thống kê.

Kết quả kiểm định cho thấy tác động của yếu tố đòn bẩy đến giá trị biên của tiền mặt là rõ ràng và ổn định, trong khi tác động của mức độ nắm giữ tiền mặt lại không ổn định Nghiên cứu của Faulkender và Wang (2006) tại thị trường Mỹ cho thấy nắm giữ tiền mặt và đòn bẩy có ảnh hưởng tiêu cực đến 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 tìm kiếm kết quả thực nghiệm về cách mà 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 điều này, tôi phân chia mẫu theo hai tiêu chí: thứ nhất 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 tiêu chí phân chia này đã được trình bày chi tiết trong 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

Kết quả thống kê mô tả các biến được trình bày trong bảng 4.14, 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 cho thấy các công ty hạn chế tài chính giữ tiền mặt với tỷ lệ thấp hơn so với các công ty không hạn chế Khi so sánh đòn bẩy thị trường và mức nắm giữ tiền mặt giữa các nhóm, có sự khác biệt rõ rệt Đặc biệt, khi phân loại theo tỷ lệ chi trả, các công ty hạn chế tài chính ghi nhận mức tăng nắm giữ tiền mặt cao hơn Ngược lại, khi xem xét theo quy mô doanh nghiệp, các công ty hạn chế tài chính lại có xu hướng giảm mức nắm giữ tiền mặt trung bình.

Trong nghiên cứu về đòn bẩy thị trường, tỷ lệ chi trả cho thấy rằng các công ty hạn chế tài chính thường có tỷ lệ vay nợ cao hơn so với các công ty không hạn chế tài chính Ngược lại, khi phân loại theo quy mô, các công ty không hạn chế tài chính lại thể hiện 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

Tôi đã tiến hành 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 các công ty theo quy mô, được tính bằng logarit tự nhiên của doanh thu thuần Các công ty sẽ 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

Tương tự như tiêu chí tỷ lệ chi trả, tiêu chí phân loại theo quy mô cũng được chia thành hai nhóm Việc hồi quy được thực hiện cho từng nhóm nhằm 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 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]

Theo bảng 4.19, giá trị biên trung bình của tiền mặt cho nhóm hạn chế tài chính là 0.386 đồng theo tỷ lệ chi trả và 0.583 đồng theo quy mô Ngược lại, nhóm không hạn chế tài chính có giá trị biên trung bình của tiền mặt là 0.342 đồng theo tỷ lệ chi trả và 0.056 đồng theo quy mô.

Trong nghiên cứu, 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 gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn bên ngoài, dẫn đến việc 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 kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng khi mức nắm giữ tiền mặt tăng lên, giá trị biên của tiền mặt giảm xuống, phù hợp với giả thuyết đã đưa ra và đạt mức ý nghĩa thống kê 1% Ngược lại, nhóm không hạn chế tài chính lại có kết quả khác biệt tùy theo tiêu chí phân loại Đối với yếu tố đòn bẩy thị trường, kết quả không rõ ràng và cần thêm phân tích.

Ngoài việc phân chia 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, đó là sử dụng biến giả trong mô hình hồi quy dựa trên hai tiêu chí phân loại: tỷ lệ chi trả và quy mô công ty Kết quả của nghiên cứu 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 đối với các công ty hạn chế tài chính, nắm giữ tiền mặt có tác động 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 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khẳng định giả thuyết rằng đòn bẩy càng cao thì giá trị biên của tiền mặt càng giảm.

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

Trong phần này, tôi thực hiện hồi quy kiểm định bằng cách phân loại các công ty thành ba nhóm dựa trên hai yếu tố: 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, khi 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

Các công ty với mức nắm giữ tiền mặt thấp thường phải tìm kiếm nguồn vốn từ bên ngoài để tận dụng các cơ hội đầu tư Do đó, họ đánh giá cao tiền mặt nội bộ như một nguồn tài chính quan trọng, giúp giảm thiểu chi phí huy động vốn bên ngoài và 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]

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 bao gồm các công ty có khả năng trả lãi cao nhất và tỷ lệ MB ngành thấp nhất Những công ty này dự đoán sẽ có giá trị biên của tiền mặt thấp do nắm giữ lượng lớn tiền mặt mà không có nhiều cơ hội đầu tư Vì vậy, khả năng cao là họ sẽ phân phối lại tiền cho cổ đông Kết quả hồi quy cho 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 của 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 mối quan hệ giữa tình hình tài chính và khả năng sinh lời của các công ty, đồng thời phản ánh ảnh hưởng của cơ hội đầu tư đến quyết định tài chính của doanh nghiệp Sự khác biệt trong khả năng trả lãi giữa hai nhóm công ty này cũng được phân tích nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về hiệu quả tài chính và chiến lược đầu tư.

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]

Total 3.09347395 36 085929832 Root MSE = 29332 Adj R-squared = -0.0012 Residual 2.3229273 27 086034344 R-squared = 0.2491 Model 770546653 9 085616295 Prob > F = 0.4670 F( 9, 27) = 1.00 Source SS df MS Number of obs = 37

Kết quả thực nghiệm cho thấy nhóm II có khả năng trả lãi thấp nhất và cơ hội đầu tư cao nhất, với giá trị biên của tiền mặt đạt 0.468 đồng, có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Ngược lại, nhóm I, với ít cơ hội đầu tư và khả năng trả lãi thấp, chỉ có giá trị biên 0.065 đồng Nhóm III, mặc dù nắm giữ tiền mặt lớn, nhưng do ít cơ hội đầu tư, có giá trị biên âm -0.512 đồng 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, khiến một đồng tiền mặt nội bộ tăng thêm trở nên có giá trị 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 Kinh tế
Năm xuất bản	2015
Thành phố	Thành phố Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	99
Dung lượng	1,54 MB