1151 các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp phi tài chính ở vn 2023

GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

Tính cấp thiết của đề tài

Nắm giữ tiền luôn đóng vai trò quan trọng đối với quyết định chiến lược của một công ty Theo đó, một chính sách quản lý tiền hiệu quả sẽ giúp doanh nghiệp đảm bảo hoạt động kinh doanh diễn ra xuyên suốt, chủ động phòng tránh các rủi ro thanh toán và trên hết giúp doanh nghiệp tăng trưởng bền vững Nền kinh tế toàn cầu đã và đang trải qua những cú sốc lớn: Chiến tranh thương mại Mỹ – Trung, đại dịch Covid –

19 hay cuộc xung đột Nga – Ukraina, các doanh nghiệp (trụ cột của nền kinh tế) là những đối tượng chịu ảnh hưởng nặng nề nhất Trong bối cảnh đó, khả năng xây dựng chiến lược tài chính ứng phó rủi ro là chủ đề được giới nghiên cứu quan tâm và thảo luận Trong các nghiên cứu của Almeida và ctg (2004), Bates và ctg (2009), Cruz và ctg (2019) đều khẳng định vai trò của tiền trong việc ứng phó rủi ro bất thường Ngoài ra, dự trữ tiền còn giúp doanh nghiệp chủ động trong các hoạt động hàng ngày và tài trợ cho các khoản đầu tư trung dài hạn Theo Trần Huệ Chi và Phan Trần Trung Dũng

(2021) tiền cũng là chỉ tiêu đánh giá tiềm lực tài chính của công ty trong một số trường hợp.

Có thể nhận thấy dự trữ tiền có mối liên hệ mật thiết với hoạt động sản xuất – kinh doanh của một doanh nghiệp Thêm vào đó, đối với mỗi giai đoạn khác nhau của nền kinh tế, doanh nghiệp lại có chính sách nắm giữ tiền riêng (Kim và ctg 2011) Tại Việt Nam đã có những nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Tp HCM của Phạm Thanh Tú

(2017), nghiên cứu cùng đề tài trong phạm vi các doanh nghiệp sản xuất vật liệu (Trần Huệ Chi và Phan Trần Trung Dũng 2021), tuy nhiên những nghiên cứu kể trên chỉ xem xét các nhân tố nội hàm ảnh hưởng đến dữ trữ tiền của doanh nghiệp, trong khi rủi ro kinh tế vĩ mô cũng là một yếu tố then chốt cần được nghiên cứu.

Vì vậy, với mong muốn kế thừa thành tựu của các nghiên cứu trước đó, đồng thời đóng góp vào việc phân tích ảnh hưởng song phương của các biến số nội sinh và ngoại sinh đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp, tác giả lựa chọn đề tài: “Các yếu

2 tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp phi tài chính tại ViệtNam”.

Mục tiêu nghiên cứu

Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp phi tài chính đại chúng tại Việt Nam.

- Thứ nhất, xác định các nhân tố tác động đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp phi tài chính đại chúng tại Việt Nam.

- Thứ hai, thảo luận mức độ ảnh hưởng của các nhân tố này đến tỷ lệ tiền của doanh nghiệp.

- Thứ ba, đề xuất hàm ý về các yếu tố ảnh hưởng đến nắm giữ tiền cho các nhà quản trị doanh nghiệp.

Câu hỏi nghiên cứu

- Yếu tố nào ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp?

- Phân tích mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố là như thế nào?

- Hàm ý quản trị là gì?

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp phi tài chính đại chúng tại Việt Nam.

1.4.2 Phạm vi nghiên cứu Đề tài tập trung nghiên cứu tác động của bất định chính sách kinh tế toàn cầu và Việt Nam cùng các yếu tố nội hàm doanh nghiệp bao gồm tỷ suất sinh lời, chính sách cổ tức, cấu trúc nợ trên tổng tài sản, lưu chuyển tiền ròng, vốn lưu động phi tiền và

3 tổng quy mô tài sản đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp.

Không gian: 337 doanh nghiệp phi tài chính đã phát hành chứng khoán ra công chúng được giao dịch tại Sở giao dịch chứng khoán Tp HCM (HOSE), Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và thị trường những công ty đại chúng chưa niêm yết (UPCOM) được lựa chọn có mục đích từ bộ dữ liệu kinh tế – tài chính do Fiinpro cung cấp.

Thời gian: Dữ liệu nghiên cứu được thu thập, xử lý, tính toán và phân tích trong giai đoạn 7 năm, từ 2015 – 2021.

Phương pháp nghiên cứu

Khóa luận thực hiện nghiên cứu định lượng, sử dụng phương pháp ước lượng hồi quy bình phương nhỏ nhất dữ liệu bảng (Pooled OLS), mô hình tác động cố định(FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) xem xét tác động của các yếu tố đến nắm giữ tiền trong doanh nghiệp Sau đó, kết quả hồi quy lần lượt thực hiện các kiểm định Hausman, kiểm định F, … để chọn ra mô hình phù hợp và nhận diện các khuyết tật tồn đọng Cuối cùng, phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi(GLS) được tiến hành để khác phục các vi phạm giả định của mô hình hồi quy.

Đóng góp của đề tài

Từ kết quả nghiên cứu, tác giả bổ sung thêm bằng chứng xác định các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của những công ty phi tài chính có chứng khoán được giao dịch tại HOSE, HNX và UPCOM.

Với việc bổ sung thêm một nhân tố kinh tế vĩ mô mới, nghiên cứu sẽ cung cấp góc nhìn đa chiều cho nhà quản trị doanh nghiệp đồng thời làm cơ sở tham khảo hỗ trợ tiến trình hoạch định chính sách tài chính phù hợp.

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

Khái quát về nắm giữ tiền

Theo Điểm a, Khoản 1.4, Điều 112, Thông tư số 200/2014/TT-BTC: “Tiền là chỉ tiêu phản ánh toàn bộ số tiền hiện có của doanh nghiệp tại thời điểm báo cáo, gồm: Tiền tại quỹ của doanh nghiệp, tiền gửi ngân hàng không kỳ hạn và tiền đang chuyển.

Số liệu để ghi vào chỉ tiêu “Tiền” là tổng số dư Nợ của các Tài khoản 111 “Tiền mặt”,

112 “Tiền gửi ngân hàng” và 113 “Tiền đang chuyển”.

2.1.2 Đo lường nắm giữ tiền

Tiền là một bộ phận quan trọng cấu thành nên Tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp (bên cạnh Hàng tồn kho, Các khoản phải thu và Đầu tư ngắn hạn) Opler và ctg

(1999) cho rằng dữ trữ tiền nên được đo lường bằng tỷ lệ tiền nắm giữ trên tổng tài sản doanh nghiệp Vì quy mô mỗi doanh nghiệp là khác nhau nên số phần trăm sẽ phản ánh toàn diện chính sách nắm giữ tiền của các doanh nghiệp hơn so với số tuyệt đối.

2.1.3 Động cơ nắm giữ tiền

Tiền là loại tài sản có tính thanh khoản cao nhất của doanh nghiệp Tiền giúp doanh nghiệp đảm bảo khả năng thanh toán xuyên suốt, phòng ngừa rủi ro và chủ động trong việc ra quyết định Hầu hết các chỉ số đánh giá khả năng thanh toán của doanh nghiệp đều dựa trên tỷ lệ tiền cùng một số chỉ tiêu khác (nếu có) và tổng tài sản của doanh nghiệp, theo đó tỷ lệ tiền trên tài sản càng lớn thì khả năng thanh toán của doanh nghiệp càng được đảm bảo (Ngô Kim Phượng và Lê Hoàng Vinh 2021) Các doanh nghiệp nắm giữ tiền xuất phát từ hai động cơ – theo giải thích của Opler và ctg (1999):

Thứ nhất, động cơ giao dịch cho rằng các công ty dự trữ tiền để tiết kiệm chi phí thực hiện huy động vốn và tránh rơi vào trình trạng phải thanh lý tài sản khi có giao dịch phát sinh Theo đó, việc nắm giữ tiền trở thành một bước đệm thúc đẩy giữa nguồn huy động và nhu cầu sử dụng vốn của công ty, giúp giảm thiểu chi phí giao dịch đến mức tối thiểu (Ferreira và Vilela 2004).

Thứ hai, động cơ phòng hộ đề cập đến việc dự trữ tiền như một lá chắn chống lại những hoàn cảnh khó khăn – thời điểm thị trường vốn không còn là nguồn tài trợ hấp dẫn cho hoạt động của doanh nghiệp (Myers và Majluf 1984) Động cơ này tác động vào các công ty có quy mô nhỏ, có dòng tiền bất ổn hoặc có những cơ hội đầu tư không mang tính chu kỳ Tuy nhiên, động cơ này vấp phải một rào cản là chi phí cơ hội của tiền, các công ty phải đánh đổi giữa cơ hội tái đầu tư sinh lời và việc nắm giữ tiền với tỷ suất sinh lời chỉ ở mức tối thiểu (Ferreira và Vilela 2004).

Lý thuyết nền về việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp

2.2.1 Lý thuyết trật tự phân hạng

Myers (1984) mở rộng Lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng các công ty sẽ ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại cho mục đích đầu tư, sau đó là nợ và phương án cuối cùng là vốn chủ sở hữu Theo Myers, sự bất cân xứng thông tin trên thị trường tài chính làm phát sinh một loại chi phí cùng tên và mục đích sự phân hạng thứ tự tài trợ này nhằm giảm thiểu chi phí thông tin bất cân xứng và một số chi phí tài chính khác. Bất cân xứng thông tin còn làm doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn hơn trong việc huy động vốn, do đó, những doanh nghiệp nắm bắt thông tin kém hơn sẽ có xu hướng nắm giữ tiền nhiều hơn Cụ thể, thay vì thực hiện các khoản vay nợ tốn kém, hầu hết công ty có xu hướng sử dụng lượng tiền có được từ lợi nhuận giữ lại để thực hiện tài trợ dự án, tuy nhiên nếu phần lợi nhuận giữ lại không đủ, các công ty sẽ điều chỉnh chính sách cổ tức hay thậm chí bán tài sản lưu động.

2.2.2 Mô hình chi phí giao dịch

Theo Opler và ctg (1999) việc nắm giữ tiền là không cần thiết trong thị trường vốn hoàn hảo – nơi các công ty có thể huy động vốn thiếu hụt với chi phí bằng không,tuy nhiên, vốn dĩ nền kinh tế không vận hành như lý thuyết thị trường hoàn hảo nên việc nắm giữ tiền là vô cùng cần thiết Từ những bằng chứng thực nghiệm tại Hoa Kỳ,Opler và ctg (1999) đề xuất mô hình chi phí giao dịch dựa trên quan điểm tồn tại chi phí huy động vốn khi doanh nghiệp có nhu cầu bổ sung vốn lưu động.

Nghiên cứu giả định tồn tại một đường chi phí cận biên cho việc gia tăng nắm giữ tiền; đối với những doanh nghiệp thiếu tiền muốn gia tăng lượng tiền nắm giữ, chi phí huy động vốn sẽ phụ thuộc vào các biến số sau: động, sự biến động của dòng tiền, chu kỳ tiền để đánh giá chính sách nắm giữ tiền của một doanh nghiệp Ngoài ra, mô hình đề cập một số yếu tố làm giảm nắm giữ tiền là lãi suất thị trường, sự thay đổi của kỳ hạn nợ, chi phí huy động vốn, thanh khoản thị trường, khả năng phòng ngừa rủi ro và quy mô tổ chức.

2.2.3 Lý thuyết dòng tiền tự do

Lý thuyết dòng tiền tự do (Jensen 1986) được xây dựng dựa trên mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và nhà quản trị trong doanh nghiệp Theo quan điểm của Jensen, các nhà quản trị doanh nghiệp thường tích trữ tiền để kiểm soát nhiều tài sản hơn và dễ dàng đưa ra quyết định đầu tư mang lại lợi ích cho chính họ Với nguồn tiền dồi dào, doanh nghiệp không cần huy động vốn từ công chúng và phải công khai thông tin kinh doanh Ngoài ra, lý thuyết đề cập rằng chiến lược nắm giữ tiền của các nhà quản trị doanh nghiệp có thể ảnh hưởng đến lợi ích của cổ đông do các

■ Quy mô của chi phí giao dịch thể hiện mức độ tiếp cận thị trường vốn của doanh nghiệp.

■ Bán tài sản, cắt giảm cổ tức để huy động vốn với chi phí tối thiểu.

■ Gia tăng các khoản đầu tư có lãi ổn định – sự đánh đổi cho những dự án tốt nhưng nhiều rủi ro.

Tóm lại, mô hình chi phí giao dịch

■ Chi phí triên khai các công cụ phòng ngừa rủi ro.

■ Độ dài của chu kỳ chuyên đổi tiền.

■ Sự bất ổn của dòng tiền.

■ Tồn tại yếu tố ngoại sinh từ nền kinh tế trong việc quản lý tiền. hàm ý rằng có thể dựa vào tài sản lưu khoản đầu tư kém hiệu quả.

2.2.4 Lý thuyết hoạt động tiền tệ và quản lý tài chính

Lý thuyết hoạt động tiền tệ (Baumol 1952) đề cập đến việc doanh nghiệp nắm giữ lượng tiền lớn khi bất định chính sách kinh tế gia tăng, là một trong những nghiên cứu đầu tiên xem xét mối quan hệ giữa hai biến số này Lý thuyết cho rằng doanh nghiệp nắm giữ tiền để phòng ngừa rủi ro từ bất định và đảm bảo cho nhu cầu thanh khoản hàng ngày.

Dựa trên thành tựu của Baumol (1952), Brealey và ctg (2019) phát triển Lý thuyết quản trị tài chính cho rằng bất định chính sách kinh tế làm gia tăng sự không chắc chắn trong hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp Một trong những giải pháp được đề cập nhằm giúp doanh nghiệp vượt qua thời điểm khó khăn là gia tăng nắm giữ tiền, phương pháp hữu hiệu đáp ứng các nhu cầu chi tiêu của doanh nghiệp khi rủi ro gia tăng.

Các nhân tố ảnh hưởng đến nắm giữ tiền của doanh nghiệp

Dựa trên lý thuyết đã đề cập, các nhân tố ảnh hưởng đến nắm giữ tiền của doanh nghiệp rất đa dạng Những tác nhân sau đây đa phần xuất phát từ nội hàm doanh nghiệp nhưng cũng tồn tại một số yếu tố ngoại sinh từ nền kinh tế:

2.3.1 Bất định chính sách kinh tế

Bất định chính sách kinh tế được định nghĩa là sự không chắc chắn về chính sách tiền tệ, tài khóa và các chính sách tài chính khác trước những thay đổi của nền kinh tế (Baker và ctg 2016) Khái niệm này bắt đầu được biết đến từ sau các cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, tuy nhiên, chỉ đến Cuộc khủng hoảng tài chính 2007 –

2008, bất định chính sách kinh tế mới được giới học thuật quan tâm Theo Lê Hải Trung và ctg (2022), việc điều tiết kinh tế vĩ mô và quá trình ra quyết định của các chủ thể trong nền kinh tế chịu ảnh hưởng không nhỏ từ bất định chính sách kinh tế.

5- Phương pháp đo lường Để đo lường sự không chắc chắn về chính sách kinh tế, Baker và ctg đã phát triển một chỉ số thống kê vào năm 2016 với tên gọi Economic Policy Uncertainty(EPU) – Chỉ số đo lường bất định chính sách kinh tế Trước tiên, chỉ số về bất định chính sách kinh tế được xây dựng tại Hoa Kỳ gồm ba thành phần: (1) kết quả tìm kiếm những cụm từ không chắc chắn về chính sách kinh tế từ 10 tờ báo lớn tại Mỹ, (2) đo lường mức độ không chắc chắn của sự thay đổi mã số thuế liên bang trong tương lai,

(3) sự bất đồng trong dự báo biến số vĩ mô của các nhà kinh tế học Chỉ số đo lường bất định chính sách kinh tế được ghi nhận tăng đột biến gần các cuộc bầu cử Tổng thống Mỹ, Chiến tranh vùng vịnh, Vụ tấn công ngày 11 tháng 9, Sự sụp đổ của Lehman Brothers và những sự kiện kinh tế – chính trị khác.

Sử dụng phương pháp tương tự, Baker và ctg (2016) xây dựng chỉ số EPU lần lượt cho các quốc gia khác, ưu tiên khối G10 và dần mở rộng đến những nền kinh tế phát triển khác (hiện nay đã lên đến 28 quốc gia và vùng lãnh thổ) Để kiểm chứng độ tin cậy, tính chính xác và nhất quán của chỉ số EPU, Baker và ctg đã thực hiện một nghiên cứu trên 12.000 bài báo được lựa chọn ngẫu nhiên tại Mỹ, với sự hỗ trợ từ các sinh viên Đại học Chicago được trải qua quá trình đào tạo bài bản, họ đọc tất cả các bài báo và dựa vào một bộ tiêu chí để đánh giá sự bất ổn chính sách kinh tế So sánh với phương pháp Baker và ctg sử dụng, kết quả của nhóm sinh viên Chicago có tương quan với chỉ số EPU trên 85%, thậm chí có giai đoạn lên đến 93% Thực nghiệm trên đã chứng minh bộ chỉ số do con người đánh giá và kết quả của Baker và ctg không có nhiều sự khác biệt.

Hình 2.1: Chỉ số bất định chính sách kinh tế toàn cầu

Nguồn: Economic Policy Uncertainty (policyuncertainty.com)

Hiện nay, chỉ số đo lường bất định chính sách kinh tế được các nhà cung cấp dữ liệu thương mại hàng đầu như Bloomberg, FRED, Haver và Reuters sử dụng cho các nghiên cứu thị trường nhằm đáp ứng nhu cầu quản trị rủi ro của các ngân hàng thương mại, quỹ đầu tư và tiến trình ra quyết định của doanh nghiệp hoặc các nhà hoạch định chính sách xã hội Những thông tin kể trên cho thấy, chỉ số EPU là thông tin hữu ích cho kế hoạch xây dựng chiến lược của các chủ thể trong nền kinh tế.

6- Sự phát triển của chỉ số đo lường bất định chính sách kinh tế

Dựa trên nền tảng chỉ số đo lường bất định chính sách kinh tế, Ahir và ctg

(2018) đã xây dựng chỉ số World Uncertainty Index (WUI) – Chỉ số bất định toàn cầu Về bản chất, WUI là một phiên bản cải tiến của EPU về quy mô và tính đồng nhất của bộ dữ liệu Ahir và ctg xây dựng WUI hàng quý bằng cách đếm tần suất xuất hiện của các cụm từ mang ý nghĩa không chắc chắn trong báo cáo quốc gia của Economist

Hình 2.2: Chỉ số bất định toàn cầu – World Uncertainty Index

Nguồn: World Uncertainty Index (worlduncertaintyindex.com)

WUI khắc phục được hai nhược điểm của chỉ số EPU:

Thứ nhất, tính toàn cầu Cho đến nay, EPU chỉ thống kê đến 28 quốc gia và vùng lãnh thổ, trong đó Hàn Quốc, Ireland và New Zealand là những quốc gia mới được thêm vào Có thể dễ dàng nhận thấy, EPU chủ yếu tập trung vào các nền kinh tế phát triển và bỏ qua phần còn lại của thế giới Trong khi đó, WUI là tập hợp thông tin từ 143 quốc gia và vùng lãnh thổ trên toàn thế giới.

Thứ hai, tính nhất quán Việc chỉ dựa vào một nguồn tài liệu có phạm vi cụ thể về kinh tế – xã hội là báo cáo quốc gia của EIU đã tránh tình trạng thông tin bị pha loãng bởi các từ ngữ gây nhiễu Bên cạnh đó, báo cáo hàng quý được cung cấp bởi một cơ quan uy tín như EIU luôn tuân theo một quy trình và cấu trúc chuẩn hóa sẽ giảm thiểu rủi ro về độ tin cậy và tính nhất quán của bộ dữ liệu.

Cuối cùng, Ahir và ctg (2018) xác nhận kết quả nghiên cứu bằng cách kiểm chứng thực nghiệm và liên kết với chỉ sô EPU, cả hai phương pháp đều cho thấy mối tương quan chặt chẽ giữa WUI và những sự kiện kinh tế – chính trị toàn cầu Giá trị của WUI càng lớn thể hiện mức độ bất định chính sách kinh tế càng cao.

Khả năng sinh lời được định nghĩa là một con số đánh giá khả năng tạo ra lợi nhuận của doanh nghiệp trong một khoảng thời gian nhất định (Nguyễn Văn Ngọc

2012) Trong tài chính doanh nghiệp, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (Return on Asset – ROA) là một chỉ tiêu phổ biến nhằm đánh giá khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Theo Ngô Kim Phượng và Lê Hoàng Vinh (2021), ROA đo lường hiệu quả hoạt động của một công ty trong việc sử dụng tài sản để tạo ra lợi nhuận sau khi đã trừ đi thuế, không phân biệt nguồn hình thành tài sản từ nợ hay vốn chủ sở hữu.

Công thức tính ROA được mô tả như sau:

Lợi nhuận ròng + Chi phí lãi vay đã khấu trừ thuế TNDN

Tổng tài sản bình quân Hay

EBIT x (1 - t) Тổng tài ѕản bình quânổng tài ѕản bình quânản bình quân

Tác động của khả năng sinh lời đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp là không nhất quán Dưới quan điểm ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng, Opler và ctg

(1999) cho rằng các công ty sử dụng lợi nhuận để xây dựng tính thanh khoản cho doanh nghiệp, vì vậy có xu hướng nắm giữ nhiều tiền hơn Cùng quan điểm trên, Fereira và Villela (2004) đã chứng minh mối quan hệ đồng biến giữa lợi nhuận và chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp Tuy nhiên, một nghiên cứu tại Hàn Quốc lại thể hiện quan điểm trái ngược, Kim và ctg (1998) nhận định tiền và lợi nhuận hoàn toàn có thể thay thế lẫn nhau nến doanh nghiệp sử dụng lợi nhuận để bù đắp những khoản nợ, vì vậy mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và chính sách nắm giữ tiền là ngược chiều.

Theo Luật doanh nghiệp Việt Nam 2020, cổ tức là khoản lợi nhuận ròng được

MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Quy trình nghiên cứu

3.1.1 Chọn mẫu nghiên cứu Đề tài nghiên cứu được thực hiện dựa trên dữ liệu chuỗi thời gian 7 năm, từ

2015 – 2021 Thông tư 200/2014/TT-BTC thống nhất về chế độ kế toán doanh nghiệp vì vậy lựa chọn mốc thời gian từ 2015 nhằm đảm bảo tính nhất quán bộ dữ liệu nghiên cứu (Lê Hoàng Vinh và Lê Thị Thanh Hồng 2021) Mẫu quan sát gồm

337 doanh nghiệp phi tài chính tại Việt Nam được lựa chọn có mục đích với các điều kiện đặt ra bao gồm: (i) Doanh nghiệp cung cấp đầy đủ báo cáo tài chính trong giai đoạn từ năm 2015 đến năm 2021, (ii) Tất cả báo cáo tài chính đã được kiểm toán và chấp nhận tính hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng yếu Phạm vi nghiên cứu tập trung vào các doanh nghiệp phi tài chính vì các doanh nghiệp tài chính như ngân hàng hoặc các tổ chức tín dụng khác tuân thủ theo cơ chế dự trữ tiền đặc biệt được quy định bởi nhà nước và chính sách tiền của những công ty này thường khác biệt so với những công ty còn lại trong nền kinh tế Tổng số quan sát là 2359 và dữ liệu bảng cân bằng.

3.1.2 Thu thập và xử lý dữ liệu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp thu thập từ báo cáo tài chính của các công ty phi tài chính đã phát hành chứng khoán ra công chúng được giao dịch tại Sở giao dịch chứng khoán Tp HCM, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội và thị trường những công ty đại chúng chưa niêm yết Dữ liệu được tập hợp từ bộ Cơ sở dữ liệu về Kinh tế – Tài chính – Vĩ mô Việt Nam FiinPro.

Riêng dữ liệu về bất định chính sách kinh tế toàn cầu và Việt Nam được lấy từ nguồn chỉ số bất định toàn cầu (World Uncertainty Index) Đường dẫn truy cập dữ liệu: https://worlduncertaintyindex.com/

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Mô hình nghiên cứu

3.2.1 Cơ sở đề xuất mô hình

Dựa trên những nghiên cứu thực nghiệm của Opler và ctg (1999), Ferreira vàVilela (2004), Mai Thanh Trà và Trần Thị Hải Lý (2020), đề xuất xây dựng mô hình các nhân tố tác động đến nắm giữ tiền doanh nghiệp gồm biến phụ thuộc là tỷ lệ tiền nắm giữ của doanh nghiệp và các biến tác động độc lập được thể hiện như sau:

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Hình 3.1: Sơ đồ các nhân tố tác động đến nắm giữ tiền của doanh nghiệp tại Việt Nam

Mô hình nghiên cứu đề xuất:

CASH it = aị+ +0wUI GLoAAL t + p 2 WUI VN t + P R OOA it + P D DIV it + 0 5L E V t

+ íỉ 6 CF ị t + p 7N w cị t + p S SIZE ị t + ự 1 Trong đó, các biến của mô hình được đo lường như sau:

Nắm giữ tiền (Biến phụ thuộc)

Các nghiên cứu về nắm giữ tiền trên toàn thế giới sử dụng nhiều phương pháp đo lường tỷ lệ nắm giữ tiền khác nhau (1) Ferreira và Vilela (2004) lựa chọn tỷ lệ tiền và các khoản tương đương tiền chia tổng tài sản, (2) tỷ lệ tiền và chứng khoán khả mại trên tổng tài sản là cách thức được Kim và ctg (1998) sử dụng, trong khi đó

(3) Ozkan và Ozkan (2004) đồng thuận với quan điểm của Opler và ctg (1999) sử dụng tỷ lệ tiền trên tổng tài sản Dựa trên phương pháp đo lường (3) của Opler và ctg

(1999), Ozkan và Ozkan (2004) nghiên cứu lựa chọn đo lường nắm giữ tiền bằng tỷ lệ tiền nắm giữ chia tổng tài sản.

Bất định chính sách kinh tế

Ahir và ctg (2018) phát triển bộ chỉ số bất định toàn cầu và Việt Nam gồm 11 kỹ thuật đo lường khác nhau Trong khuôn khổ nghiên cứu này, tác giả chỉ lựa chọn một trong số những phương pháp kể trên làm đại diện cho biến số bất định chính sách kinh tế. Đối với chỉ số bất định toàn cầu, cách thức được sử dụng là tính toán tần suất những từ ngữ mang hàm ý “không chắc chắn” trong báo cáo quốc gia của EIU bằng cách chia số từ đếm được cho tổng số từ của báo cáo Sau đó, tần suất được áp dụng phương pháp bình quân gia quyền có trọng số là GDP của 143 quốc gia được đề cập trong báo cáo EPU Kết quả thu được là biến số đại diện cho bất định chính sách kinh tế toàn cầu theo quý Tuy nhiên, các biến số thuộc nghiên cứu này đều được đo lường theo dòng thời gian năm, dựa trên kinh nghiệm của Mai Thanh Trà và Trần

1 Chú thích: phụ số i đại diện cho tên doanh nghiệp và t là năm ghi nhận số liệu Vì vậy, tổ hợp phụ số “it” đại diện cho số liệu của doanh nghiệp i trong năm t tương ứng

Thị Hải Lý (2020), tác giả tính toán lại chỉ số bất định toàn cầu bằng cách lấy trung bình bốn quý làm đại diện cho chỉ số bất định năm tương ứng, như vậy chỉ số bất

2 6 định toàn cầu sử dụng không có đơn vị đo lường và chỉ số càng cao tương ứng với bất định chính sách kinh tế càng lớn. Đối với chỉ số bất định của Việt Nam, Ahir và ctg (2018) cũng lần lượt đếm số lần xuất hiện các cụm từ liên quan đến khái niệm “không chắc chắn” và chia cho tổng số từ trong báo cáo Việt Nam của EIU Trong trường hợp này, kết quả sẽ được nhân với 1000 để tạo ra định lượng đo lường phù hợp Nghiên cứu này cũng thực hiện lấy trung bình với phương pháp tương tự đã sử dụng đối với chỉ số bất định toàn cầu Do đó, chỉ số bất định chính sách kinh tế Việt Nam cũng không có đơn vị tính và chỉ số càng cao tương ứng với bất định chính sách kinh tế càng lớn.

4- Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản

Lý thuyết trật tự phân hạng (Myers 1984) là một trong những lý thuyết nổi tiếng nhất đề cập đến việc sử dụng tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản như một nhân tố tác động đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp Kim và ctg (1998), Opler và ctg

(1999), Ferreira và Vilela (2004) cũng lần lượt ủng hộ quan điểm trên với việc sử dụng ROA là kết quả của tỷ số lợi nhuận trước lãi vay trừ đi thuế chia cho tổng tài sản bình quân với đơn vị đo lường là phần trăm (%).

Opler và ctg (1999) đã sử dụng biến định tính nhằm thể hiện chính sách cổ tức của mỗi doanh nghiệp, nếu doanh nghiệp trả cổ tức trong năm sẽ ghi nhận “1” ngược lại sẽ là “0” Biến định danh sẽ giúp chuẩn hóa dữ liệu vì chính sách chi trả cổ tức phụ thuộc vào tình hình kinh doanh, giá cổ phiếu và nhiều biến số không tương đồng khác (Ferreira và Vilela 2004).

Tỷ sổ nợ trên tổng tài sản là thước đo được sử dụng rộng rãi để phản ánh việc sử dụng đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp (Nguyễn Đình Kiệm và Bạch Đức Hiển 2008) Tỷ lệ giữa hai biến số cùng đơn vị được thể hiện theo đơn vị phần trăm (%), đặc biệt vì mang tính chất phân bổ nên tỷ lệ này luôn lớn hơn hoặc bằng 0.

Dựa trên nghiên cứu của Opler và ctg (1999), Ozkan và Ozkan (2004),

Ferreira và Vilela (2004), lưu chuyển tiền tệ được sử dụng cho nghiên cứu đánh giá tác động đến việc nắm giữ tiền là dòng tiền ròng của doanh nghiệp bao gồm: dòng tiền từ hoạt động kinh doanh, dòng tiền từ hoạt động đầu tư và dòng tiền từ hoạt động tài trợ Dòng tiền ròng phát sinh trong kỳ đồng thời là hiệu giữa số dư tiền cuối kỳ và tiền đầu kỳ được tính theo đơn vị tỷ đồng.

8- Vốn lưu động phi tiền

Phương pháp phổ biến nhất thường được sử dụng để phản ánh vốn lưu động của một doanh nghiệp là hiệu số giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn Trong cấu trúc vốn lưu động bao gồm sự ảnh hưởng của bốn thành phần chính bao gồm tiền, khoản phải thu ngắn hạn, hàng tồn kho (đều thuộc tài sản ngắn hạn) và khoản phải trả ngắn hạn (thuộc nợ ngắn hạn) Như vậy, tiền đóng vai trò quan trọng cấu thành nên vốn lưu động Theo Ferreira và Vilela (2004), vốn lưu động loại bỏ yếu tố tiền là biến tác động phổ biến được sử dụng trong các nghiên cứu về nắm giữ tiền doanh nghiệp Do đó, nghiên cứu sẽ lấy hiệu giữa vốn lưu động và tiền làm dữ liệu cho biến số vốn lưu động phi tiền được đề cập trong mô hình nghiên cứu với đơn vị tính là tỷ đồng.

Tổng tài sản doanh nghiệp là thước đo hoàn hảo phản ánh quy mô doanh nghiệp (Kim và ctg 1998) Mặc dù tồn tại những nghiên cứu chuẩn hóa đơn vị đo lường doanh nghiệp bằng cách sử dụng Logarit tổng tài sản (Miller và Orr 1966) nhưng ảnh hưởng mang lại là không đáng kể Vì vậy, trong nghiên cứu này tác giả sử dụng số tuyệt đối đo lường quy mô doanh nghiệp với đơn vị là tỷ đồng.

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt các biến trong mô hình Biến nghiên cứu Ký hiệu Phương pháp đo lường Đơn vị

Nắm giữ tiền CASH Тổng tài ѕản bình quâniền Тổng tài ѕản bình quânổng tài ѕản bình quânản %

Bất định chính sách kinh tế toàn cầu

WUI GLOBAL Đếm tần suất xuất hiện của các cụm từ mang ý nghĩa không chắc chắn trong báo cáo quốc gia của EIU https://worlduncertaintyindex.com/

Bất định chính sách kinh tế Việt

WUI VN Đếm tần suất xuất hiện của các cụm từ mang ý nghĩa không chắc chắn trong báo cáo về Việt Nam của EIU.

Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản ROA EBIT x (1 - Thuế suất)

ROA Тổng tài ѕản bình quânổng tài ѕản bình quânản bình quân %

Chi trả cổ tức DIV

Ghi nhận “1” nếu doanh nghiệp chi trả cổ tức và ghi nhận “0” trong trường hợp ngược lại.

Tỷ số nợ trên tổng tài sản LEV Nợ phải trả Đòn bẩy tài chính Тổng tài ѕản bình quânổng tài ѕản bình quânản %

Dòng tiền CF Dòng tiền ròng doanh nghiệp từ Báo cáo Lưu chuyển tiền Tỷ đồng

Vốn lưu động phi tiền NWC Vốn lưu động phi tiền = Vốn lưu động ròng – Tiền nắm giữ Tỷ đồng

Quy mô SIZE Tổng tài sản doanh nghiệp từ Bảng cân đối kế toán Tỷ đồng

Cuộc tranh luận về việc nắm giữ bao nhiêu tiền và những yếu tố nào ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền như vậy đã diễn ra trong nhiều thập kỷ Các nghiên cứu trước đây của Baumol (1952) và Tobin (1956) đã tìm cách thiết lập mục tiêu hoặc mức nắm giữ tiền tối ưu cho các công ty Từ cách tiếp cận chiến lược cạnh tranh, nắm giữ tiền đã được xác định là một công cụ chiến lược quan trọng (Fresard 2010) Các giả thuyết dưới đây dựa trên những thành tựu và kiểm định thực nghiệm các nhân tố tác động đến việc nắm giữ tiền trên quy mô toàn cầu:

Giả thuyết H 1 : Bất định chính sách kinh tế tác động cùng chiều (+) đến nắm giữ tiền.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Tổng quan dữ liệu tiền nghiên cứu

4.1.1 Thống kê mô tả biến

Bảng 4.1: Kết quả thống kê mô tả các biến thuộc mô hình

Biến Quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn GTNN GTLN

Nguồn: Tính toán từ chương trình Jupyter Notebook (Python)

Mẫu nghiên cứu gồm 337 doanh nghiệp được thống kê từ năm 2015 – 2021 tạo nên dữ liệu bảng cân bằng bao gồm 2359 quan sát Biến SIZE đại diện cho quy mô tài sản của doanh nghiệp, có thể dễ dàng nhận thấy sự chênh lệch tổng tài sản giữa doanh nghiệp có giá trị tài sản lớn nhất (khoảng 428.348 tỷ đồng) và doanh nghiệp có giá trị nhỏ nhất (13,3 tỷ đồng) thể hiện sự đa dạng doanh nghiệp của bộ dữ liệu Dải quan sát rộng tạo nên chênh lệch lớn giữa GTLN và GTNN trong thống kê mỗi biến như CF (-12.152 và 14.585 tỷ đồng) và NWC (-29.560 và 98.804 tỷ đồng). Độ lệch chuẩn lớn của các biến kể trên cũng là một điểm đặc trưng của bộ dữ liệu trải dài từ doanh nghiệp vừa và nhỏ được giao dịch trên sàn UPCOM cho đến những doanh nghiệp có tổng giá trị tài sản lớn nhất thị trường chứng khoán Việt

Nam được niêm yết trên sàn HOSE Tuy nhiên, một số biến tỷ lệ (ROA, LEV, CASH), biến định danh (DIV) và biến đồng nhất theo năm (WUI GLOBAL, WUI VN) không chịu ảnh hưởng bởi những đặc điểm cơ bản của bảng dữ liệu.

Thống kê mô tả các biến cung cấp góc nhìn khái quát về bộ dữ liệu trong giai đoạn tiền phân tích Bảng kết quả xác nhận đặc điểm của các biến là không đồng nhất và có sự chênh lệch lớn trong cấu trúc mỗi biến số.

4.1.2 Đánh giá mức độ tương quan giữa hai biến số

Ma trận tương quan thể hiện mức độ tương quan giữa các biến trong mô hình. Theo quy ước thang đo màu sắc, màu càng đậm tương ứng với tương quan cùng chiều càng lớn, trong khi đó, màu tiến dần về trắng thể hiện cho tương quan ngược chiều.

Hình 4.1: Ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình

Nguồn: Tính toán và vẽ minh họa từ chương trình Jupyter Notebook (Python)

Cặp biến cùng bản chất WUI GLOBAL và WUI VN lại có tương quan âm đáng kể nhất (– 0,55), từ đó có thể diễn giải bất định chính sách kinh tế Việt Nam và thế giới có biến động không tương đồng Tiếp theo là LEV & ROA (– 0,36) Ở chiều hướng ngược lại, SIZE và NWC là hai biến có mức độ tương quan thuận chiều cao nhất (0,36), ngoài ra còn một số cặp biến tương quan dễ nhận thấy như DIV & ROA(0,26), CF & SIZE (0,18) và CASH & ROA (0,13) Nhìn chung, mức độ tương quan của các biến là đa số thấp, ngoài những cặp biến đã đề cập, các trường hợp còn lại có mối tương quan dao động trong khoảng ± 0,01 đến 0,1 khi xem xét trong trường hợp bất kỳ.

Kết quả nghiên cứu và các kiểm định

4.2.1 Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS

Sau khi thực hiện thống kê mô tả và phân tích tương quan giữa các biến, tác giả thực hiện quy trình hồi quy dữ liệu với bước khởi đầu theo mô hình dữ liệu bảng bình phương bé nhất (Pooled OLS) Kết quả hồi quy như sau:

Bảng 4.2: Kết quả mô hình hồi quy Pooled OLS

Biến tác động Hệ số hồi quy P – value

Nguồn: Tính toán từ chương trình Jupyter Notebook (Python)

Kết quả hồi quy Pooled OLS thể hiện hệ số P – value = 0,0000 < 0,05 nên mô hình có ý nghĩa thống kê với mức độ giải thích tương đương 3,29% thông qua qua sát chỉ số đánh giá Adj R – squared Dựa trên P > | t |, nhận định các biến có ý nghĩa thống kê ở mức 5% bao gồm WUI VN, ROA, LEV, CF, NWC và SIZE; ở mức 10% là DIV Kiểm định đa cộng tuyến và phương sai thay đổi sẽ được tiến hành để đánh giá mức độ hữu dụng của mô hình.

4- Kiểm định đa cộng tuyến

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến mô hình Pooled OLS

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Trung bình VIF là 1,21 và không có biến nào nhỏ hơn 10, vì vậy không xuất hiện đa cộng tuyến Thậm chí hệ số VIF rất nhỏ (đều < 2) chứng minh không tồn tại dấu hiệu đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy Pooled OLS (O'Brien 2007), cao nhất là hai biến WUI GLOBAL và WUI VN đều có giá trị 1,40 và nhỏ nhất là biến CF với giá trị 1,04 Không xuất hiện đa cộng tuyến nên giữ nguyên số lượng biến và mô hình hồi quy tiếp tục tiến hành kiểm định phương sai thay đổ.

4- Kiểm định phương sai thay đổi

Hình 4.2: Đồ thị sai số mô hình Pooled OLS

Nguồn: Vẽ minh họa từ phần mềm Stata17

Hình 4.2 thể hiện các giá trị tương ứng biến ước lượng trong mô hình, tuy nhiên các điểm giá trị tương đối phân tán so với đường trung bình và tồn tại nhiều sai số có vị trí bất cân xứng chiều theo trục toạ độ là đường trung bình màu đỏ Vì vậy, mô hình nhiều khả năng xuất hiện phương sai thay đổi.

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình Pooled OLS

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Kết quả kiểm định IM White cho thấy Prob > chi2 = 0,0042 < 0,05 (mức ý nghĩa 5%), như vậy bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận H1, mô hình hồi quy Pooled OLS có phương sai thay đổi.

5- Kiểm định tự tương quan

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình Pooled OLS

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Tự tương quan là hiện tượng tương đối phổ biến đối với dữ liệu bảng chuỗi thời gian, một biến có thể phụ thuộc chính nó trong khoảng thời kỳ khác thay vì tương tác với các biến độc lập Phương pháp Wooldrige được sử dụng để kiểm định tự tương quan cho kết quả p – value = 0,0009 < 0,05, như vậy bác bỏ giả thuyết H 0 và chấp nhận mô hình có hiện tượng tự tương quan và nhiều khả năng xảy ra hồi quy giả mạo đối với mô hình Pooled OLS.

Thực hiện lần lượt ba phép kiểm định, kết quả thể hiện mô hình Pooled OLS xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan nhưng không có đa cộng tuyến Nhằm khắc phục những khuyết tật này, tác giả tiếp tục thực hiện hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) và hồi quy tác động cố định (FEM) để chọn ra mô hình phù hợp.

4.2.2 Kết quả ước lượng mô hình FEM và REM

4- Mô hình FEM và kiểm định F

Với số lượng biến phụ thuộc (CASH) và độc lập (WUI GLOBAL, WUI VN,ROA, DIV, LEV, CF, NWC, SIZE) tương ứng với mô hình quy dữ liệu bảng PooledOLS, thực hiện hồi quy theo mô hình FEM và REM, đồng thời kiểm định tính phù hợp ba bên để chọn ra mô hình hiệu quả nhất.

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mô hình FEM

Biến Hệ số hồi quy P – value

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Kết quả mô hình FEM bao gồm kiểm định F thể hiện Prob > F = 0,000 với mức ý nghĩa 5% sẽ bác bỏ giả thuyết H 0 : Mô hình phù hợp là mô hình Pooled OLS.

Như vậy, đối với bộ dữ liệu này, mô hình FEM phù hợp hơn Chỉ số R – squared 0,0280, mức độ giải thích của mô hình FEM và biến thể tương ứng là 2,80% Mô hình FEM có P – value = 0,0000 < 0,01 dẫn đến kết luận mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

5- Mô hình REM và kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mô hình REM

Biến Hệ số hồi quy P – value

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Tương tự kết quả mô hình FEM, mô hình REM có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% (P – value = 0,0000) Khả năng giải thích của mô hình REM là 2,72%, thấp hơn đôi chút so với mô hình FEM trước đó Để so sánh mức độ phù hợp dữ liệu giữa mô hình REM và mô hình Pooled OLS, tác giả sử dụng kiểm định Breusch & PaganLagrangian.

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian

Kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Theo bảng 4.8, P – value = 0,0000 < 0,05, tức loại bỏ giả thuyết H 0 : phương sai mô hình bằng 0 nghĩa là mô hình có phương sai khác 0, từ đó suy ra mô hình

REM là phù hợp hơn Pooled OLS.

6- Kiểm định Hausman chọn mô hình phù hợp

Sau khi so sánh mô hình FEM và REM cùng mô hình Pooled OLS, phần ưu thế nghiêng về phía hai mô hình tác động Như vậy, cần thực hiện bước sàng lọc cuối cùng để chọn ra mô hình phù hợp nhất và phương pháp sử dụng là kiểm định Hausman.

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Hausman

Kiểm định sự hiệu quả trong khác biệt hệ thống

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Từ bảng kết quả 4.9, ta nhận thấy P – value = 0,2464 > 0,05 do đó chấp nhận giả thuyết H 0 : tồn tại sự khác nhau giữa các hệ số tác động, tương đương hệ số tác động là không cố định và mô hình REM là mô hình phù hợp hơn Sau ba bước kiểm định theo tổ hợp chập hai, REM là mô hình tối ưu hơn so với Pooled OLS và FEM vì vậy nghiên cứu chọn mô hình REM và tiến hành một số kiểm định khuyết tật còn tồn tại và khắc phục (nếu có).

7- Kiểm định khuyết tật mô hình REM

Kiểm định tự tương quan mô hình REM xem xét mối quan hệ trong chuỗi thời gian của các biến thuộc một không gian nhất định mà trường hợp cụ thể trong nghiên cứu này là chuỗi dữ liệu thời gian của một công ty bất kỳ có khả năng tự tương quan với chính nó trong quá khứ Nghiên cứu sử dụng kiểm định Wooldridge đối với dữ liệu bảng:

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình REM

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata17

Dựa vào kết quả kiểm định từ bảng 4.10, ta có P – value = 0,0009 < 0,05%, từ đó bác bỏ giả thuyết H 0 , chấp nhận H 1 : có tương quan bậc nhất theo kiểm định

Wooldridge, như vậy mô hình có hiện tượng tự tương quan.

Kiểm định phương sai thay đổi mô hình REM tương tự đối với mô hình

Pooled OLS, là một tình huống vi phạm các giả định của hồi quy tuyến tính và dễ dàng dẫn đến hiện tượng hồi quy giả mạo Kết luận trong điều kiện xuất hiện phương sai thay đổi được đánh giá là kết luận vội vàng (hay lỗi kết luận) dẫn đến mô hình không có ý nghĩa thống kê Kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian là phương pháp phổ biến để phát hiện phương sai thay đổi đối với mô hình REM:

Bảng 4.11: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình REM

Kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian

Hệ số P – value của kiểm định Breusch & Pagan Lagrangian = 0,0000 < 0,05, bác bỏ giả thuyết H 0 : phương sai các sai số là không đổi, tương đương chấp nhận H 1 : phương sai các sai số biến đổi, kết luận mô hình REM có hiện tượng phương sai thay đổi.