Luận văn thạc sĩ UEH ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp việt nam

GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

Lý do chọn đề tài

Tiền mặt đóng vai trò quan trọng trong hoạt động sản xuất kinh doanh, đảm bảo sự thông suốt cho doanh nghiệp Doanh nghiệp cần duy trì lượng tiền mặt đủ cho các hoạt động thường xuyên và dự trữ cho tình huống khẩn cấp cũng như các kế hoạch tương lai Tuy nhiên, khủng hoảng tài chính toàn cầu vào cuối năm 2008 đã ảnh hưởng lớn đến nền kinh tế của nhiều quốc gia, bao gồm cả Việt Nam.

Cuộc khủng hoảng đã gây khó khăn cho các doanh nghiệp trong nước, dẫn đến lợi nhuận suy giảm và dòng tiền biến động không ổn định Để ứng phó với tình trạng thiếu hụt dòng tiền, nhiều doanh nghiệp đã tăng vay vốn ngân hàng nhằm duy trì hoạt động ổn định Tuy nhiên, việc này tạo ra áp lực lớn về nghĩa vụ tài chính, bao gồm chi phí lãi vay và các khoản nợ đến hạn, trong khi doanh nghiệp cũng phải chi trả cho các hoạt động và đầu tư nhằm tăng lợi nhuận Điều này thúc đẩy doanh nghiệp nắm giữ tiền để theo đuổi chính sách đầu tư trong khó khăn và giảm chi phí huy động vốn Tuy nhiên, chi phí nắm giữ tiền không chỉ bao gồm chi phí đầu tư vào tài sản ngắn hạn mà còn có thể phát sinh chi phí gián tiếp như chi phí đại diện.

Câu hỏi quan trọng là những yếu tố nào ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Với vai trò trung tâm trong hoạt động, việc nắm giữ tiền mặt nhiều hơn có thể tác động tích cực đến khả năng sinh lợi và giá trị doanh nghiệp Để làm rõ vấn đề này, tác giả đã chọn nghiên cứu "Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Việt Nam" cho luận văn thạc sĩ của mình.

Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu này nhằm kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp và xem xét tác động của lượng tiền mà doanh nghiệp đang nắm giữ đến khả năng sinh lợi và giá trị doanh nghiệp trong bối cảnh các cơ hội đầu tư khác nhau Nghiên cứu sẽ phân tích mức độ ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.

Câu hỏi nghiên cứu

Từ mục tiêu nghiên cứu trên, luận văn sẽ tập trung giải quyết các vấn đề sau:

Mô hình thực nghiệm được sử dụng để kiểm định các yếu tố thúc đẩy doanh nghiệp Việt Nam nắm giữ tiền mặt và đánh giá mức độ tác động của các yếu tố này.

Bài viết này sử dụng mô hình thực nghiệm để kiểm định ảnh hưởng của mức nắm giữ tiền của doanh nghiệp đến hiệu quả hoạt động, được đo lường qua khả năng sinh lợi trên tài sản (ROA) và giá trị doanh nghiệp (PBR) của các doanh nghiệp Việt Nam Nghiên cứu sẽ phân tích mức độ ảnh hưởng của nắm giữ tiền đối với hiệu quả hoạt động ở các mức thiết lập cơ hội đầu tư khác nhau, nhằm xác định rõ ràng tác động và mức độ ảnh hưởng của yếu tố này.

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Luận văn này nghiên cứu các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp và phân tích ảnh hưởng của quyết định này đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Việc nắm giữ tiền không chỉ phản ánh tình hình tài chính mà còn tác động trực tiếp đến khả năng đầu tư và phát triển bền vững của doanh nghiệp.

Mô hình hồi quy được xây dựng dựa trên dữ liệu tài chính từ báo cáo tài chính, bao gồm bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh, của 118 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn 2008 – 2012.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu thu thập từ năm 2006 đến 2012 để xây dựng bộ dữ liệu bảng theo dạng cân bằng Dữ liệu được tổng hợp từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) tại thời điểm cuối năm tài chính, cụ thể là ngày 31 tháng 12.

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) dựa trên kiểm định Hausman để xác định sự phù hợp giữa mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên Kiểm định Hausman giúp đo lường tác động giữa các quan hệ trong nghiên cứu Các biến được sử dụng trong nghiên cứu sẽ được mô tả chi tiết trong chương 3.

Nghiên cứu này được thực hiện qua hai bước: đầu tiên là kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định giữ tiền của doanh nghiệp, và tiếp theo là phân tích tác động của việc giữ tiền đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Nghiên cứu này áp dụng phần mềm Stata11 để thực hiện phân tích định lượng, nhằm kiểm tra các yếu tố thực nghiệm tác động đến chính sách nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Đồng thời, nghiên cứu cũng xem xét ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Ý nghĩa của đề tài

Nghiên cứu về việc nắm giữ tiền mặt đã chỉ ra rằng nó ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hoạt động kinh doanh và giá trị doanh nghiệp trên toàn cầu Tuy nhiên, tại Việt Nam, vấn đề này vẫn chưa được các nhà nghiên cứu và doanh nghiệp quan tâm đúng mức Bài viết này cung cấp bằng chứng khoa học khách quan, giúp doanh nghiệp nhận thức rõ hơn về tác động của việc nắm giữ tiền mặt đối với hiệu quả hoạt động Từ đó, doanh nghiệp có thể điều chỉnh chính sách quản lý tiền một cách hiệu quả hơn, góp phần nâng cao hiệu suất hoạt động kinh doanh.

Bố cục của luận văn

Nội dung chính của luận văn bao gồm 5 chương, được trình bày cụ thể theo trình tự sau:

Chương 1: Giới thiệu đề tài Trong chương này, tác giả sẽ làm rõ lý do chọn đề tài nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, các vấn đề cần nghiên cứu, đối tượng, phạm vi nghiên cứu đồng thời giới thiệu tổng quan về phương pháp nghiên cứu và ý nghĩa của đề tài.

CƠ SỞ LÝ LUẬN KHOA HỌC VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN LÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP

Cơ sở lý luận khoa học về nắm giữ tiền mặt

Theo Ferreira và Vielela (2004) có ba mô hình lý thuyết có thể giúp xác định các đặc điểm doanh nghiệp mà quyết định việc nắm giữ tiền

2.1.1 Lý thuyết trật tự phân hạng

Lý thuyết trật tự phân hạng của Myers (1984) cho rằng doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án đầu tư, sau đó mới đến nợ và cuối cùng là vốn cổ phần Mục tiêu của lý thuyết này là giảm thiểu chi phí bất cân xứng thông tin và các chi phí tài chính khác Doanh nghiệp không có mức nắm giữ tiền mục tiêu, mà sử dụng tiền như một tấm đệm giữa lợi nhuận giữ lại và nhu cầu đầu tư Khi dòng tiền hoạt động đủ để tài trợ cho các dự án mới, doanh nghiệp sẽ hoàn trả nợ và tích lũy tiền Ngược lại, nếu lợi nhuận giữ lại không đủ, doanh nghiệp sẽ sử dụng tiền tích lũy và chỉ phát hành nợ khi cần thiết.

Thiết lập cơ hội đầu tư lớn tạo ra nhu cầu tiền cao, vì thiếu hụt tiền khiến doanh nghiệp không thể tài trợ cho các cơ hội đầu tư sinh lợi Do đó, có mối quan hệ đồng biến giữa thiết lập cơ hội đầu tư và nắm giữ tiền Trong môi trường phân hạng, nợ gia tăng khi đầu tư vượt quá lợi nhuận giữ lại và giảm khi ngược lại Điều này cho thấy nắm giữ tiền có mối quan hệ nghịch biến với đòn bẩy, giảm khi đầu tư vượt lợi nhuận giữ lại và tăng khi đầu tư ít hơn lợi nhuận giữ lại.

Dòng tiền Lý thuyết dự đoán các doanh nghiệp có dòng tiền cao sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn

2.1.2 Lý thuyết dòng tiền tự do

Jensen (1986) cho rằng các nhà quản lý có động cơ tích trữ tiền nhằm tăng tài sản và quyền tự quyết trong quyết định đầu tư Việc có sẵn tiền để đầu tư giúp họ không cần huy động vốn bên ngoài và tránh phải cung cấp thông tin chi tiết về các dự án Điều này dẫn đến khả năng thực hiện các khoản đầu tư có thể ảnh hưởng tiêu cực đến lợi ích của cổ đông.

Thiết lập cơ hội đầu tư là quan trọng, đặc biệt đối với các giám đốc công ty có cơ hội đầu tư yếu, khi họ cần nắm giữ nhiều tiền hơn để đảm bảo nguồn quỹ cho các dự án tăng trưởng, ngay cả khi NPV của các dự án là âm Điều này có thể dẫn đến giảm giá trị cổ đông, mặc dù doanh nghiệp có chương trình đầu tư lớn và tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp Do đó, mối quan hệ giữa việc thiết lập cơ hội đầu tư và nắm giữ tiền có thể là ngược chiều Ngoài ra, các doanh nghiệp có đòn bẩy thấp ít bị giám sát hơn, cho phép họ có quyền quyết định quản trị cao hơn; theo lý thuyết dòng tiền tự do, các doanh nghiệp này sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn.

Lý thuyết đánh đổi mô tả cách các nhà quản lý ra quyết định bằng cách cân nhắc giữa lợi ích và chi phí, nhằm đạt được sự cân bằng giữa lợi ích biên và chi phí biên Doanh nghiệp tối ưu hóa mức nắm giữ tiền bằng cách tính toán chi phí và lợi nhuận biên liên quan đến việc này Việc nắm giữ tiền mang lại nhiều lợi ích, bao gồm giảm thiểu tác động tiêu cực từ khủng hoảng tài chính, cho phép theo đuổi các chính sách đầu tư tối ưu ngay cả trong khó khăn tài chính, và giúp giảm chi phí huy động vốn bên ngoài Chi phí biên của việc nắm giữ tiền chủ yếu là chi phí cơ hội từ tỷ lệ lợi nhuận thấp trên tài sản ngắn hạn.

Thiết lập cơ hội đầu tư là rất quan trọng, vì chi phí phát sinh trong tình trạng thiếu tiền có thể cao hơn đối với các doanh nghiệp có cơ hội đầu tư lớn, dẫn đến việc phải từ bỏ những cơ hội giá trị Lý thuyết đánh đổi chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa cơ hội đầu tư và việc nắm giữ tiền Đòn bẩy tài chính có thể làm tăng nguy cơ phá sản do áp lực từ kế hoạch trả nợ cứng nhắc, khiến các doanh nghiệp có đòn bẩy cao nắm giữ nhiều tiền hơn để giảm rủi ro tài chính Tuy nhiên, mối quan hệ giữa nắm giữ tiền và tỷ lệ đòn bẩy lại không rõ ràng, vì doanh nghiệp có khả năng phát hành thêm nợ cao hơn thường nắm giữ ít tiền hơn.

Dòng tiền Trong trường hợp mà dòng tiền cung cấp một nguồn thanh khoản có sẵn

Theo Kim và cộng sự (1998), tiền được coi là một sự thay thế cho hàng hóa Lý thuyết này dự đoán rằng có mối quan hệ nghịch biến giữa dòng tiền và việc nắm giữ tiền.

Dòng tiền biến động có thể gây ra rủi ro lớn cho các doanh nghiệp, khi những công ty có sự biến động cao trong dòng tiền thường phải đối mặt với nguy cơ thiếu hụt tài chính Sự suy giảm đột ngột của dòng tiền có thể dẫn đến những khó khăn nghiêm trọng trong việc duy trì hoạt động kinh doanh.

Do đó, sự biến động của dòng tiền có mối quan hệ đồng biến với việc nắm giữ tiền

Bảng 2.1: Tóm tắt các mô hình lý thuyết có thể giúp xác định các đặc điểm doanh nghiệp mà quyết định việc nắm giữ tiền

Lý thuyết trật tự phân hạng

Lý thuyết dòng tiền tự do

Thiết lập cơ hội đầu tư Đồng biến Nghịch biến Đồng biến Đòn bẩy Nghịch biến Nghịch biến Không rõ

Dòng tiền Đồng biến Nghịch biến

Sự biến động của dòng tiền Đồng biến

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên cứu

Trong bài nghiên cứu “Firm’s Cash Holdings and Performance: Evidence from

Bài viết "Japanese Corporate Finance" của Tiến sĩ Shinada Naoki năm 2012 nghiên cứu các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền, dựa trên giả định về mối quan hệ từ các nghiên cứu trước Nghiên cứu cũng kiểm định tác động của việc nắm giữ tiền đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, phù hợp với mục tiêu nghiên cứu trong luận văn.

Shinada Naoki (2012) đã đề xuất hai mô hình thực nghiệm nhằm nghiên cứu các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền và tác động của việc này đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại Việt Nam Các mô hình này giúp làm rõ mối quan hệ giữa việc quản lý tiền mặt và hiệu suất kinh doanh, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về chiến lược tài chính của các doanh nghiệp Việt.

Tác giả đã kiểm định hai mô hình bằng cách sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effects model) và áp dụng kiểm định Hausman cho bộ dữ liệu bảng từ báo cáo tài chính của 118 doanh nghiệp niêm yết trên Sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh.

 Mô hình 1: Động cơ thúc đẩy việc nắm giữ tiền

Theo Shinada Naoki (2012) đã giả định các mối quan hệ và kiểm định chúng bằng mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effects model) dựa trên kiểm định Hausman cho bộ dữ liệu thu thập Các giả định này được xây dựng dựa trên nền tảng các nghiên cứu lý thuyết trước đó.

(a) Các doanh nghiệp sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn khi họ thu được dòng tiền lớn hơn

Theo Lý thuyết trật tự phân hạng, doanh nghiệp sử dụng tiền như một vùng đệm giữa tiền lãi và chi phí hoạt động Khi dòng tiền lớn hơn nhu cầu tiêu dùng, doanh nghiệp sẽ chi trả nợ và cổ tức Ngược lại, nếu dòng tiền thấp hơn nhu cầu, họ sẽ sử dụng khoản tiền gửi tích lũy cho các chi phí trước khi phát hành nợ Để đáp ứng nhu cầu chi tiêu liên tục, các doanh nghiệp tăng cường nắm giữ tiền khi có dòng tiền dồi dào Cuộc khủng hoảng tài chính 2008 đã khiến nhiều doanh nghiệp phải cắt giảm chi phí, từ đó trở nên thận trọng hơn trong việc quản lý dự trữ tiền.

(b) Các doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao hơn sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn

Nghiên cứu “Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU Countries” của Ferreira và Vilela (2004) dựa trên lý thuyết đánh đổi cho thấy rằng doanh nghiệp có đòn bẩy cao hơn thường giữ nhiều tiền mặt hơn để giảm nguy cơ phá sản Áp lực từ các kế hoạch trả nợ khiến doanh nghiệp phải quản lý quỹ cẩn thận Khi tỷ lệ đòn bẩy quá cao, doanh nghiệp tăng cường nắm giữ tiền để tránh rủi ro tài chính và chuẩn bị cho các chi phí phát sinh trong tương lai, thay vì phải dựa vào nguồn tài trợ vốn bên ngoài tốn kém.

(c) Các doanh nghiệp có trả lãi cao hơn sẽ có nắm giữ tiền nhiều hơn

Khi doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao, họ phải chi trả lãi suất lớn hơn và nhu cầu về tiền mặt tăng lên Do đó, các doanh nghiệp thường lên kế hoạch giảm nợ bằng cách giữ lại nhiều tiền mặt hơn.

(d) Các doanh nghiệp có mức tín dụng thấp hơn sẽ có nắm giữ tiền cao hơn

Nếu doanh nghiệp lo ngại về việc giảm mức tín dụng và khả năng đảm bảo nguồn tài trợ trong tương lai, họ nên tích lũy tiền mặt trước.

(e) Khi biến động dòng tiền tăng, các doanh nghiệp tăng nắm giữ tiền

Như trong bài nghiên cứu “Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU

Nghiên cứu "Countries" của Ferreira, Miguel A và Antonio S Vilela (2004) chỉ ra rằng các doanh nghiệp có dòng tiền biến động cao thường phải đối mặt với nguy cơ thiếu hụt tiền mặt lớn hơn do sự suy giảm dòng tiền không lường trước.

Mô hình thực nghiệm như sau:

Trong đó: là hệ số chặn

Cash t là một biến phụ thuộc thể hiện mức độ nắm giữ tiền của công ty, được đo lường qua tỷ lệ tiền mặt và các khoản tương đương tiền so với tổng tài sản trong năm t.

Cường độ dòng tiền, được đo bằng tỉ lệ dòng tiền trên tổng tài sản ở năm t, là một biến độc lập quan trọng trong việc xem xét ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền Dòng tiền được định nghĩa là lợi nhuận sau thuế cộng khấu hao, trừ đi cổ tức chi trả hàng năm Mối quan hệ này giả định rằng hệ số a có giá trị lớn hơn 0.

DCR t-1 là biến độc lập phản ánh cấu trúc nợ của doanh nghiệp, nhằm đánh giá tác động của mức độ nợ đến khả năng nắm giữ tiền Đòn bẩy tài chính được đo bằng tổng các khoản nợ phải trả lãi so với nguồn vốn trong năm t-1, trong đó tổng nợ sinh lãi bao gồm nợ ngân hàng (ngắn hạn và dài hạn) cùng với nợ vay tài chính Mối quan hệ này giả định rằng hệ số b > 0.

DCR có độ trễ 1 năm, điều đó thể hiện cấu trúc nợ của doanh nghiệp năm t - 1 ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền năm t như thế nào

SPRD là một biến độc lập thể hiện mức chênh lệch giữa lãi suất vay và lãi suất tiền gửi của doanh nghiệp trong năm t Biến này được sử dụng để phân tích ảnh hưởng của việc trả lãi vay đến khả năng nắm giữ tiền của doanh nghiệp Mối quan hệ giữa các biến (c) và (d) giả định rằng hệ số c lớn hơn 0.

Biến độc lập UC thể hiện mức độ biến động của dòng tiền, được sử dụng để xem xét ảnh hưởng của sự biến động này đến việc nắm giữ tiền UC được tính toán dựa trên độ lệch chuẩn của dòng tiền trong ba năm liên tiếp, với giả định rằng hệ số d > 0.

YD là biến giả năm, được sử dụng trong Mô hình 1 để nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp Mô hình này xem xét tác động của các yếu tố như tỷ lệ dòng tiền, tỷ lệ đòn bẩy, chênh lệch lãi suất và sự biến động dòng tiền đến quyết định này.

 Mô hình 2: Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Nguồn dữ liệu và phương pháp thu thập dữ liệu

Nghiên cứu này tập trung vào các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM (HOSE) trong giai đoạn 2006-2012 Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán của 250 công ty vào ngày 31 tháng 12 hàng năm, nhằm tính toán các biến độc lập và biến phụ thuộc cho hai mô hình thực nghiệm Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu là dạng dữ liệu bảng (panel data).

Trong quá trình thu thập dữ liệu, các công ty tài chính, tiện ích, ngân hàng và quỹ đầu tư bị loại trừ do sự khác biệt về môi trường và thể chế hoạt động Để đảm bảo tính đồng nhất trong mẫu, các công ty phải có năm tài chính bắt đầu từ 1 tháng 1 đến 31 tháng 12, vì chỉ tiêu giá trị vốn hóa thị trường được tính dựa trên số lượng cổ phiếu phổ thông và giá trị thị trường của cổ phiếu Biến chỉ số biến động dòng tiền UC được tính bằng độ lệch chuẩn ba năm liên tiếp của biến dòng tiền cf, do đó, tác giả loại bỏ các giá trị của hai năm 2006 và 2007 để đảm bảo bộ dữ liệu cân bằng Sau khi giới hạn lại, mẫu nghiên cứu còn lại 118 công ty với 590 quan sát, trong giai đoạn 2008 – 2012 Ở mô hình 2, tác giả bổ sung biến giả ngành vào mô hình để làm rõ ảnh hưởng của ngành nghề kinh doanh và quyết định nắm giữ tiền đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, với 7 biến giả ngành được đưa vào, bao gồm ID5 (Công nghiệp, chế biến, chế tạo).

ID6 bao gồm các dịch vụ sản xuất và phân phối điện, nước nóng, hơi nước và điều hòa không khí ID7 liên quan đến lĩnh vực xây dựng ID8 tập trung vào hoạt động bán buôn và bán lẻ, cũng như sửa chữa ô tô, mô tô, xe máy và các phương tiện giao thông khác ID9 đề cập đến vận tải và kho bãi Cuối cùng, ID11 liên quan đến thông tin và truyền thông.

Trong nghiên cứu về hoạt động kinh doanh bất động sản, tác giả đã phân chia mẫu thành 3 nhóm nhỏ dựa trên tỷ lệ đầu tư cố định trên tổng tài sản Căn cứ vào tỷ lệ trung bình của tài sản cố định trong 5 năm liên tiếp, các công ty được sắp xếp từ thấp đến cao Cụ thể, 40 công ty đầu tiên thuộc nhóm mẫu thấp, 40 công ty tiếp theo thuộc nhóm mẫu trung bình, và phần còn lại thuộc nhóm mẫu cao.

Trong nghiên cứu của Tiến sĩ Shinada Naoki, mô hình kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp sử dụng biến DI từ khảo sát Tankan Khảo sát Tankan, do Ngân hàng trung ương Nhật Bản thực hiện, được công bố hàng quý vào tháng 4, tháng 7, tháng 10 và tháng 1, cung cấp thông tin kinh tế quan trọng cho các doanh nghiệp và nhà đầu tư.

Vào ngày 7 tháng 10 và tháng 12 hàng năm, một khảo sát được thực hiện để cung cấp thông tin phục vụ cho chính sách tiền tệ Khảo sát này bao quát hầu hết các lĩnh vực kinh tế, phản ánh xu hướng đầu tư, biến động giá cả, cũng như quan điểm của doanh nghiệp về thị trường lao động và tình hình kinh tế tổng thể.

Do điều kiện ở Việt Nam chưa cho phép thực hiện các cuộc khảo sát tương tự, tác giả đã quyết định loại biến DI ra khỏi mô hình thực nghiệm (1) của mình.

Trong bài viết này, chúng tôi đề cập đến 118 công ty nghiên cứu thuộc các lĩnh vực khác nhau, được phân loại theo tiêu chí của Sở Giao dịch chứng khoán thành phố, như thể hiện trong bảng 3.2.

Hồ Chí Minh HOSE), chi tiết các công ty trong mẫu được trình bày kĩ hơn trong phụ lục 1

Bảng 3.2: Tổng quan mẫu nghiên cứu

Số thứ tự Ngành nghề hoạt động Số công ty

1 Nông nghiệp, lâm nghiệp và thủ y sản 6

2 Công nghiệp, chế biến, chế tạo 59

3 Sản suất và phân phối điện, khí đốt, nước nóng, hơi nước và điều hòa không khí 6

5 Bán buôn và bán lẻ, sữa chữa ô tô, mô tô, xe máy và xe có động cơ khác 20

7 Thông tin và truyền thông 2

8 Hoạt động kinh doanh bất động sản 7

Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng phần mềm Stata11 để xử lý các mô hình định lượng, sử dụng phương pháp Bình phương nhỏ nhất OLS và mô hình tác động ngẫu nhiên REM, dựa trên kiểm định Hausman.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kết quả hồi quy mô hình 1: Động cơ thúc đẩy việc nắm giữ tiền

Dựa trên mô hình (1) từ chương 3 và các giả định đã đặt ra, tác giả tiến hành kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2012.

4.1.1 Phân tích ma trận tương quan giữa các biến

Hệ số tương quan giúp xác định xu hướng mối quan hệ giữa các biến trong mô hình Thông qua ma trận tương quan, tác giả sẽ phân tích mối liên hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, cũng như mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau.

Bảng 4.1.1: Bảng phân tích ma trận hệ số tương quan giữa các biến

cash t cf t DCR t-1 SPRD t UC t

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Dựa vào ma trận hệ số tương quan, kết quả hiệp phương sai giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8, cho thấy tương quan giữa các biến không nghiêm trọng.

Tỉ lệ tiền doanh nghiệp nắm giữ có mối quan hệ tương quan tích cực với tỉ lệ dòng tiền (0.0658) và chỉ số biến động dòng tiền (0.1777) Điều này cho thấy rằng khi tỉ lệ dòng tiền tăng và dòng tiền biến động mạnh, thì tỉ lệ tiền và các khoản tương đương tiền của doanh nghiệp cũng sẽ gia tăng, và ngược lại.

Tỷ lệ tiền doanh nghiệp nắm giữ có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy (-0.37) và chênh lệch lãi suất (-0.025) Điều này cho thấy rằng các công ty có mức đòn bẩy cao và phải trả lãi vay nhiều thường giữ ít tiền mặt hơn.

Tỉ lệ dòng tiền có mối tương quan ngược chiều với biến đòn bẩy (-0.141) và biến chênh lệch lãi suất (-0.118), trong khi lại có mối tương quan cùng chiều với biến thể hiện sự biến động của dòng tiền (0.1621) Điều này cho thấy rằng khi doanh nghiệp có mức vay nợ cao và chi trả lãi vay nhiều, tỉ lệ dòng tiền sẽ giảm Ngược lại, tỉ lệ dòng tiền thấp cũng dẫn đến sự giảm sút trong biến động dòng tiền của doanh nghiệp.

Biến đòn bẩy tài chính có mối tương quan cùng chiều với biến chênh lệch lãi suất (0.0191), cho thấy rằng doanh nghiệp vay nợ cao sẽ phải trả lãi nhiều hơn Ngược lại, biến đòn bẩy tài chính cũng tương quan ngược chiều với sự biến động của dòng tiền (0.194), điều này cho thấy doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao thường có dòng tiền ít biến động hơn.

Do các biến có mối tương quan cao và liên quan chặt chẽ về mặt kinh tế trong mô hình, tác giả đã tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng chỉ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF).

4.1.2 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Bảng 4.1.2: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại VIF

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy các giá trị VIF của các biến đều nhỏ, và giá trị VIF trung bình = 1.05 < 10

Kết luận: Không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF

4.1.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Khi kiểm tra lựa chọn giữa mô hình hồi quy gộp (Pooled regression) và mô hình tác động cố định (FE), dữ liệu cho thấy sự phù hợp với mô hình FE Tác giả sử dụng kiểm định Hausman để phân biệt giữa mô hình tác động cố định và mô hình tác động ngẫu nhiên (RE) Mô hình RE yêu cầu các giả định về việc các thành phần sai số ngẫu nhiên không tương quan với nhau và với các biến giải thích, trong khi mô hình FE không cần những giả định này Kiểm định Hausman chỉ ra rằng nếu có sự đồng thời, một hoặc nhiều biến giải thích sẽ trở nên nội sinh và do đó có thể tương quan với sai số, điều này ủng hộ mô hình RE.

Bảng 4.1.3: Kết quả lựa chọn giữa FEM và REM dựa trên nền tảng Hausman test

(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe re Difference S.E

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Lựa chọn mô hình REM Giả thuyết H1: Lựa chọn mô hình FEM

Kết quả kiểm định từ phần mềm Stata11 cho thấy p-value = 0.1907, lớn hơn mức ý nghĩa α = 0.05 Do đó, chúng ta chấp nhận giả thuyết Ho, cho thấy rằng trong trường hợp này, mô hình REM là lựa chọn phù hợp hơn so với mô hình FEM cho mẫu dữ liệu đã được phân tích.

Kết luận: Bộ dữ liệu tỏ ra phù hợp với mô hình REM, tác giả tiếp tục dùng mô hình REM để tiến hành kiểm định

4.1.4 Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của mô hình hồi quy

Sau khi xác định mô hình hồi quy phù hợp, tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.

Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong bảng 4.1.4 dưới đây:

Bảng 4.1.4A: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi mô hình kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền

Var sd = sqrt(Var) cash 0.011364 0.1066017 e 0.00433 0.0658052 u 0.005456 0.0738638 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 210.07 Prob > chi2 = 0.0000

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

Kết quả kiểm định từ phần mềm Stata11 cho thấy p-value = 0.0000, nhỏ hơn α = 0.05 Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%, chứng minh rằng có sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.

Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi

Bảng 4.1.4B: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0036 < α 0.05 Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%

Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

4.1.5 Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp

Sau khi phân tích hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giữa các phần dư, tác giả nhận thấy rằng mô hình không chỉ có hiện tượng phương sai thay đổi mà còn có tự tương quan giữa các phần dư Do đó, mô hình hồi quy sẽ được áp dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và giải thích kết quả hồi quy.

Theo nghiên cứu của Wooldrigge (2002), phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát GLS (Generalized Least Squares) là giải pháp hiệu quả để ước lượng hồi quy trong mô hình, vì nó kiểm soát hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và phương sai thay đổi Kết quả hồi quy mô hình sử dụng phương pháp ước lượng GLS nhằm khắc phục các vấn đề này được trình bày trong bảng 4.1.5.

Bảng 4.1.5: Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp

Biến độc lập Hệ số p-value Mức ý nghĩa

***,**, * hệ số lần lượt có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Bảng 4.1.5 trình bày kết quả hồi quy giữa tỉ lệ nắm giữ tiền và các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu Kết quả cho thấy biến tỉ lệ dòng tiền có tác động cùng chiều (0.06) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Biến tỉ lệ đòn bẩy có tác động ngược chiều (-0.1301) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Biến chỉ số biến động dòng tiền cũng tác động cùng chiều (0.117) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với tỉ lệ nắm giữ tiền Tuy nhiên, biến chênh lệch lãi suất không có ý nghĩa thống kê, do đó không thể giải thích tác động của nó đến mức nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2012.

(Trình tự thực hiện kiểm định toàn bộ mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền được trình bày đầy đủ trong phụ lục 2)