Những nhân tố tác động đến quyết định nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN LAN NHƯ NHỮNG NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN LAN NHƯ NHỮNG NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: TS.Võ Hồng Đức TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 i TĨM TẮT Dòng tiền mạch máu thể kinh doanh Lượng tiền mặt có sẵn kinh doanh có ý nghĩa đặc biệt quan trọng Thực tiễn kinh doanh chứng kiến nhiều doanh nghiệp khơng đủ tiền mặt để tốn khoản cơng nợ tới hạn nên bị phá sản Cỗ máy kinh doanh kiếm tiền tương lai khơng phải vấn đề doanh nghiệp khơng có đủ tiền để trì hoạt động đến lúc Nhận thấy tầm quan trọng tiền mặt đời sống doanh nghiệp, đề tài vào nghiên cứu “Những nhân tố tác động đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” Bài nghiên cứu xem xét yếu tố tác động tiêu tài (dòng tiền, tính khoản, đòn bẩy tài chính, tốc độ tăng trưởng, quy mơ cơng ty, chi trả cổ tức đầu tư vào tài sản cố định) đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt với liệu gồm 2664 quan sát 444 công ty niêm yết sàn HOSE HNX giai đoạn 2011-2016 Dựa sở lý thuyết trật tự phân hạng, chi phí đánh đổi, dòng tiền tự nghiên cứu thực nghiệm trước, tác giả xây dựng mơ hình tiến hành hồi quy ước lượng mơ hình mối quan hệ yếu tố đầu tư vào tài sản cố định (INV), quy mô doanh nghiệp (SIZE), dòng tiền doanh nghiệp (CF), tài sản khoản (LIQUID), đòn bẩy (LEV), tốc độ tăng trưởng (GRT), chi trả cổ tức (DIV), tác động tới định nắm giữ tiền mặt (CASH) doanh nghiệp với phần mềm Stata Để tăng thêm độ chắn kết ước lượng, tác giả sử dụng đồng thời ba phương pháp ước lượng : phương pháp hồi quy Pooled OLS, hồi quy theo hiệu ứng cố định (Fixed Effect) hồi quy theo ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect) để lựa chọn mơ hình phù hợp Sau đó, tác giả tiến hành kiểm định khuyết tật mô hình sử dụng phương pháp hồi quy với sai số chuẩn Driscoll Kraay (1998) để khắc phục khuyết tật nhằm đưa kết tối ưu Trên sở đó, tác giả đưa số đề xuất khắc phục khó khăn thực tế doanh nghiệp Việt Nam ii Bài nghiên cứu rằng, yếu tố chiều hướng tác động yếu tố mơ hình tới mức độ nắm giữ tiền mặt công ty Việt Nam tương đồng so với nghiên cứu Opler cộng (1999), Ferreira Vilela (2004), Ozkan Ozkan (2004) phù hợp với lý thuyết kinh tế Tỷ lệ tiền mặt trung bình mà cơng ty nắm giữ giai đoạn 2011-2016 10.2%, cao so với Mỹ (8.1%) nghiên cứu Kim cộng (1998) tương đương công ty Anh (10.3%) nghiên cứu Guney cộng (2003) Kết cho thấy, yếu tố tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước, dòng tiền có tác động tích cực cách có ý nghĩa tới lượng tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp Ngược lại, yếu tố khoản, thay đổi đầu tư vào tài sản cố định có tác động tiêu cực tới lượng tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp Có chứng cho thấy tốc độ tăng trưởng, đòn bẩy tài việc chi trả cổ tức tác động tới định nắm giữ tiền mặt Trong đó, yếu tố tác động lớn tới lượng tiền mặt nắm giữ năm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước Các cơng ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước cao có nghĩa năm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt cao Như vậy, thơng qua hệ số hồi quy, nghiên cứu cho thấy mức độ tác động số tài lên việc nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Qua đó, nhà đầu tư xem xét số tài trước đưa định đầu tư nhằm đảm bảo doanh nghiệp đầu tư hướng hiệu iii LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan : Luận văn “Những nhân tố tác động đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khốn Việt Nam” chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn công trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung công bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày 10 tháng 10 năm 2017 Tác giả Nguyễn Lan Như iv LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin chân thành cảm ơn Thầy Cô trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh truyền đạt cho kiến thức tạo điều kiện tốt cho tơi hồn thành luận văn Đặc biệt, xin chân thành cảm ơn TS.Võ Hồng Đức tận tình hướng dẫn tơi hồn thành tốt luận văn Cuối cùng, xin gửi lời cảm ơn chân thành đến gia đình tất bạn bè giúp đỡ, động viên tơi suốt q trình học tập thực luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày 10 tháng 10 năm 2017 Tác giả Nguyễn Lan Như v MỤC LỤC TÓM TẮT i LỜI CAM ĐOAN iii LỜI CẢM ƠN iv MỤC LỤC v DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT viii DANH MỤC BẢNG VÀ BIỂU ĐỒ ix CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đề tài nghiên cứu 1.7 Bố cục đề tài nghiên cứu CHƯƠNG 2: LÝ THUYẾT NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ CÁC HỌC THUYẾT LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết nắm giữ tiền mặt học thuyết liên quan 2.1.1 Học thuyết hoán đổi 2.1.2 Học thuyết trật tự phân hạng 2.1.3 Học thuyết đại diện 2.1.4 Học thuyết dòng tiền tự 10 2.2 Các nghiên cứu trước 10 2.2.1 Các công trình nghiên cứu giới 10 2.2.2 Các cơng trình nghiên cứu nước 18 2.3 Các yếu tố ảnh hưởng đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp 21 2.3.1 Yếu tố dòng tiền 21 2.3.2 Yếu tố khoản 21 2.3.3 Yếu tố đòn bẩy tài 22 2.3.4 Yếu tố hội tăng trưởng 22 2.3.5 Yếu tố quy mô công ty 23 2.3.6 Yếu tố đầu tư vào tài sản cố định 24 2.3.7 Yếu tố chi trả cổ tức 24 vi CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 26 3.1 Mơ hình nghiên cứu 26 3.2 Biến đo lường 29 3.2.1 Biến phụ thuộc 29 3.2.2 Biến độc lập 29 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 31 3.4 Phương pháp nghiên cứu 32 3.4.1 Mơ hình Pooled OLS 33 3.4.2 Mơ hình hồi quy với tác động cố định – FEM 34 3.4.3 Mơ hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên – Random 35 3.5 Phương pháp xử lý số liệu 36 3.5.1 Thống kê mô tả liệu 36 3.5.2 Phân tích tương quan biến mơ hình 36 3.5.3 Phân tích hồi quy đa biến 37 3.5.4 Thảo luận kết 37 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Thống kê mô tả 39 4.2 Ma trận hệ số tương quan 44 4.3 Kết hồi quy lựa chọn mơ hình 45 4.3.1 Kết mơ hình hồi quy Pooled OLS sử dụng biến giả ngành 45 4.3.2 Kết mơ hình hồi quy tác động cố định (FEM) 47 4.3.3 Kết mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) 47 4.3.4 Kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp 47 4.4 Thảo luận kết 48 4.4.1 Kiểm định đa cộng tuyến 48 4.4.2 Kiểm định tượng phương sai thay đổi 49 4.4.3 Kiểm định tượng tự tương quan 49 4.4.4 Tổng hợp kết kiểm định 49 4.4.5 Kết nghiên cứu 50 vii CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 54 5.1 Kết luận 54 5.2 Một số đề xuất 55 5.3 Hạn chế nghiên cứu 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO 58 PHỤ LỤC viii DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT POOLS : Pooled Ordinary Least Square FEM : Fixed Effect Model (Phương pháp hồi quy tác động cố định) REM : Random Effect Model (Phương pháp hồi quy tác động ngẫu nhiên) D&K : Driscoll and Kraay (Phương pháp hồi quy với sai số chuẩn) HOSE : Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh HNX : Sàn Giao dịch Chứng khốn Hà Nội TTC K : Thị trường chứng khoán 54 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN Chương toàn kết nghiên cứu đề tài, sở phân tích kết đề tài chấp nhận giả thiết tìm câu trả lời cho câu hỏi nghiên cứu Cuối đề tài trình bày kết luận cho toàn nội dung đề tài, đưa số đề xuất kiến nghị cho doanh nghiệp Việt Nam, đồng thời nêu lên mặt hạn chế trình thực đề tài 5.1 Kết luận Bài viết sử dụng liệu 444 công ty phi tài niêm yết sàn chứng khốn Tp Hồ Chí Minh Hà Nội giai đoạn 2011-2016 Dựa sở lý thuyết trật tự phân hạng, chi phí đánh đổi, dòng tiền tự nghiên cứu thực nghiệm trước, tác giả xây dựng mơ hình tiến hành hồi quy ước lượng mơ hình mối quan hệ yếu tố tác động tới định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Để tăng thêm độ chắn kết ước lượng, tác giả sử dụng đồng thời ba phương pháp ước lượng: phương pháp hồi quy Pooled OLS, hồi quy theo hiệu ứng cố định (Fixed Effect) hồi quy theo ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect) để lựa chọn mơ hình phù hợp Sau đó, tác giả tiến hành kiểm định khuyết tật mơ hình sử dụng phương pháp hồi quy với sai số chuẩn Driscoll Kraay (1998) để khắc phục khuyết tật nhằm đưa kết tối ưu Trên sở đó, tác giả đưa giải pháp khắc phục khó khăn thực tế doanh nghiệp Việt Nam Nghiên cứu rằng, yếu tố chiều hướng tác động yếu tố mơ hình tới mức độ nắm giữ tiền mặt công ty Việt Nam tương đồng so với nghiên cứu Opler cộng (1999), Ferreira Vilela (2004), Ozkan Ozkan (2004) phù hợp với lý thuyết kinh tế Tỷ lệ tiền mặt trung bình mà công ty nắm giữ giai đoạn 2011-2016 10.2%, cao so với Mỹ (8.1%) nghiên cứu Kim cộng (1998) tương đương công ty Anh (10.3%) nghiên cứu Guney cộng (2003) Kết cho thấy, yếu tố tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước, dòng tiền có tác động tích cực cách có ý nghĩa tới lượng 55 tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp Ngược lại, yếu tố khoản, thay đổi đầu tư vào tài sản cố định có tác động tiêu cực tới lượng tiền mặt nắm giữ doanh nghiệp Có chứng cho thấy tốc độ tăng trưởng, đòn bẩy tài việc chi trả cổ tức tác động tới định nắm giữ tiền mặt Trong đó, yếu tố tác động lớn tới lượng tiền mặt nắm giữ năm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước Các cơng ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt năm trước cao có nghĩa năm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt cao 5.2 Một số đề xuất Tiền mặt yếu tố quan trọng cơng ty, giúp trì hoạt động cơng ty Nghiên cứu hữu ích cho cơng ty có nhu cầu nắm giữ thêm tiền nhằm phục vụ cho mục đích giao dịch, đầu tư, phòng ngừa hay giảm lượng tiền mặt mục tiêu để tối ưu chi phí hội việc nắm giữ tiền mặt Kết cho thấy tranh tổng thể phản ứng cơng ty niên yết Sàn chứng khốn Tp Hồ Chí Minh Hà Nội việc nắm giữ tiền mặt Hầu hết việc định nắm giữ tiền mặt công ty bị chi phối tỷ lệ nắm giữ tiền mặt khứ Kết việc nắm giữ tiền năm trước cho thấy không xảy vấn đề rủi ro hay ảnh hưởng tới kết hoạt động kinh doanh nhà quản trị có xu hướng nắm giữ tỷ lệ tiền mặt năm tương tự năm ngoái Điều thể tâm lý người quản trị định nắm giữ tiền mặt, e ngại trước hội đồng quản trị định nắm giữ tiền mặt ảnh hưởng xấu tới hiệu hoạt động cơng ty Do đó, để lựa chọn biện pháp an toàn người quản trị đưa định nắm giữ tiền mặt tương tư năm trước Ngồi ra, tập tính thói quen văn hóa ngại rủi ro, cẩn trọng việc nắm giữ tiền mặt người dân Việt Nam khác so với nước giới yếu tố tác động tới định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Việt Nam Yếu tố không phần quan trọng tác động tới định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Việt Nam yếu tố dòng tiền Sự tác động chiều yếu tố dòng tiền lên lượng tiền mặt nắm giữ cho thấy định nhà quản trị việc điều tiết lượng tiền mặt cho hợp lý, không để lượng tiền mặt thừa 56 thiếu Khi cơng ty có dòng tiền tốt, nhà quản trị có xu hướng nắm giữ tiền mặt nhiều với dự định đầu tư thúc đẩy tăng trưởng Với vị cơng ty lớn có lợi kinh tế quy mô khả tiếp cận với nguồn vốn dễ dàng so với công ty nhỏ, việc nắm giữ lượng lớn tiền mặt tạo phí hội khơng đáng có Theo tác giả, điều vấn đề cần cân nhắc định nắm giữ tiền mặt nhà quản trị Việt Nam Một yếu tố khác cần phải nhắc tới tính rủi ro thay đổi khó lường trước thị trường Việt Nam Là nước phát triển, có hạn chế mặt pháp lý hoạt động đầu tư vấn đề bất cân xứng thơng tin cao khiến doanh nghiệp Việt Nam ln phải dự phòng khoản tiền mặt cao so với doanh nghiệp nước khác để dự phòng trước cú sốc tài Ngồi ra, hầu hết doanh nghiệp Việt Nam quy mơ nhỏ, khó có khả xử lý trước biến động Trong đó, doanh nghiệp lớn có khả cạnh tranh với doanh nghiệp độc quyền nhà nước Nếu doanh nghiệp không kiểm sốt tốt q trình sản xuất kinh doanh rủi ro xảy ra, doanh nghiệp có lượng tiền mặt để giải vấn đề tránh nguy phá sản Ngồi ra, thơng qua hệ số hồi quy, đề tài cho thấy mức độ tác động số tài lên việc nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Qua đó, nhà đầu tư xem xét số tài trước đưa định đầu tư, đảm bảo doanh nghiệp đầu tư hướng hiệu 5.3 Hạn chế nghiên cứu Kết thực nghiệm đề tài làm rõ mối quan hệ định nắm giữ tiền mặt biến tài Tuy vậy, đề tài tồn vài hạn chế sau: - Đề tài nghiên cứu 444 doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam nên kết chưa có tính tổng qt cho tất doanh nghiệp Việt Nam Thời gian nghiên cứu từ 2011-2016 khoảng thời gian chưa đủ dài để số liệu phản ánh đầy đủ xác tác động 57 tiêu tài đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp qua chu kỳ kinh tế - Số liệu sử dụng để tính tốn phân tích lấy từ báo cáo tài kiểm tốn doanh nghiệp, mức độ tin cậy báo cáo chưa kiểm định Do có sai sót làm cho kết nghiên cứu khơng hồn tồn phản ánh tác động thực tế - Trong phạm vi đề tài, tác giả thực kiểm định tính hiệu mơ hình mà chưa thực tính vững mơ hình (khắc phục tượng nội sinh) Đây hạn chế đề tài mà cơng trình nghiên cứu sau khắc phục - Trong đề tài này, số biến tài có tác động đến định nắm giữ tiền mặt vốn lưu động ròng hay chi phí vốn (Opler cộng 1999) chưa đề cập, đề tài thừa nhận tồn biến độc lập khơng quan sát, đại diện cho biến tài tác động đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp Từ hạn chế trên, hướng nghiên cứu đề tài tăng cỡ mẫu mở rộng giai đoạn nghiên cứu rộng hơn, đồng thời bổ sung biến độc lập vào mơ hình để có nhìn tổng qt tác động tiêu tài đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp 58 TÀI LIỆU THAM KHẢO  Tiếng Anh Badi H Baltagi Wiley (2008), “Econometric Analysis of Panel Data”, Stata Press Damodaran, A.(2005), “Dealing with cash, cross holdings and other nonoperating asset: Approaches and implications”, Working paper, New York University –Stern School of Business Dinh Pham Anh Thieu (2013), “Determinants of corporate cash holdings: A study of listed manufacturing companies in Vietnam”, Working paper, Ho Chi Minh City International University, Vietnam Fama, E.F and Jensen, M.C.(1983), “Separation of ownership and control”, Journal of Law and Economics, Vol.XXVI Faulkender, M.(2002), “ Cash holding among small businesses”, Working paper, SSRN Electronic Library Ferreira, M.A and Vilela, A.S.(2004), “Why firms hold cash? Evidence from EMU contries”, European Financial Management, Vol.10, No.2, 259 – 319 Gill, A and Shah, C.(2011), “Determinants of Corporate Cash Holdings: Evidence from Canada”, International Journal of Economics and Finance, (1) Harford, J et al (2008), “Coperate governance and firm cash holding in the US”, Journal of Financial Economics, 87, 535 – 555 Jensen, M.C.(1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers”, American Economic Review, Vol 76, No 2, 323 – 329 Jensen, M.C and Meckling, W.H.(1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Cost and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, Vol.3 (4), 305 – 360 Kim, C.S., David, C.M and Ann, E.S.(1998), “The determiants of corporate liquidity: Theory and evidence”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.33, No.3 Michael, C.J and William, H.M.(1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, Vol 3, No 4, 305 – 360 59 Mikkelson, W.H and Partch, M.M.(2003), “Do persistent large cash reserves hinder performance?”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 38, Issue 2, 275 – 294 Miller, M.H and Orr, D.(1966), “A Model of the Demand for Money by Firms”, The Quarterly Journal of Econimics, Vol.80, No.3, 413 – 435 Myers, S.C.(1984), “The capital structure puzzle”, Journal of Finance, 39, 575 – 592 Myers, S.C and Majluf, N.S.(1984), “Corporate financing and Investerment decisions when firms have information the investors not have”, Journal of Financial Economics, 13, 187 – 221 Nadiri, M.I.(1969), “The determinants of real cash balances in the U.S total manufacturing sector”, The Quarterly Journal of Economics, Vol.83, Issue 2, 173 – 196 Ogundipe, S.E et al O.O.(2012), “The determinants of corporate cash holdings in Nigeria: Evidence from general method of moments (GMM)”, Economics and Business Engineering, Vol.6, No.1 Opler, T et al(1999), “The determinants and implications of corporate cash holdings”, Journal of Financial Economics, 52, – 26 Ozkan, A and Ozkan, N.(2004), “Corporate cash holdings: An empirical investigation of UK companies”, Journal of Banking and Finance, 28(9), 2103 – 2134 Pinkowitz, L and Williamson, R.(2001), “Bank power and cash holdings: Evidence from Japan”, Review of Financial Studies, Vol.14 (4), pp 1059 – 1082 Shah, A.(2011), “The corporate cash holdings: Determinants and implications”, African Journal of Business Management, (34) p.12939-12950 Stephen A Ross, Randolph W Westerfield and Jeffrey Jaffe (2008), “Corporate Finance”, 8th edition, published by McGraw-Hill Pascal Quiry, Maurizio Dallocchio, Yann Le Fur and Antonio Salvi (2005), Corporate Finance Theory and Practice, 6th edn, John Wiley & Sons Ltd., England Ulrich Kohler Frauke Kreuter (2009), “Data Anlysis Using Stata”, 2nd ed., Stata Press 60  Tiếng Việt Bùi Đức Thọ (2013), Tổng quan phát triển kinh tế Việt Nam giai đoạn 2011-2013 truy cập http://tapchitaichinh.vn/nghien-cuu trao-doi/trao-doi-binh-luan/tongquan-phat-trien-kinh-te-viet-nam-giai-doan-2011-2013-39451.html, [truy cập ngày 20/03/2017] Dương Thị Lệ Quyên (2013), “Nghiên cứu nhân tố tác động đến sách quản trị tiền doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam”, Luận văn thạc sỹ , Trường Đại học Kinh tế Tp.HCM Lê Đạt Chí (2013), “Các nhân tố ảnh hưởng đến việc hoạch định cấu trúc vốn nhà quản trị tài Việt Nam”, Tạp chí Phát triển Hội nhập, số (19) (tháng 3-4/2013, trang 22 – 28) Nguyễn Thị Liên Hoa, Nguyễn Lê Ngân Trang Lê Thị Phương Vy (2015), “Mối quan hệ phi tuyến giá trị doanh nghiệp tỷ lệ tiền mặt nắm giữ”, Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 22 (32) (tháng 5-6/2015, trang 58-77) Nguyễn Thị Uyên Uyên Từ Thị kim Thoa (2015), “Ảnh hưởng việc nắm giữ tiền mặt vượt trội đến định tài doanh nghiệp Việt Nam”, Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 25 (35) (tháng 11-12/2015, trang 36-45) Phạm Thị Ngọc Thúy (2015), “Các yếu tố tác động đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp ngành thực phẩm đồ uống niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam”, Luận văn thạc sỹ , Trường Đại học Mở TP Hồ Chí Minh Viện nghiên cứu Kinh tế Chính sách, Báo cáo thường niên kinh tế Việt Nam từ năm 2011 đến năm 2013, truy cập http://vepr.org.vn, [truy cập ngày 20/03/2017] Tổng cục Thống kê (2014), Tình hình kinh tế xã hội năm 2014, truy cập , [truy cập ngày 20/03/2017] Tổng cục Thống kê (2015), Tình hình kinh tế xã hội năm 2015, truy cập , [truy cập ngày 20/03/2017] Tổng cục Thống kê (2016), Tình hình kinh tế xã hội năm 2016, truy cập , [truy cập ngày 20/03/2017] Trần Thị Tuấn Anh (2014), “Hướng dẫn thực hành Stata 12”, Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh PHỤ LỤC Phụ lục 1: Kết ước lượng theo phương pháp hồi quy liệu bảng Source | SS df MS -+ -Model | 8.33930803 14 595664859 Residual | 27.8510725 2649 010513806 -+ -Total | 36.1903806 2663 013590079 Number of obs F( 14, 2649) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 2664 56.66 0.0000 0.2304 0.2264 10254 -CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -CF | 2114179 0245482 8.61 0.000 1632823 2595535 LIQ | -.0779746 0101319 -7.70 0.000 -.0978419 -.0581073 LEV | -.0778172 0116542 -6.68 0.000 -.1006695 -.0549650 GRT | 0047149 0053772 0.88 0.381 -.0058291 0152589 SIZE | -.0122665 0037807 -3.24 0.001 -.0196800 -.0048530 INV | -.0485685 0167599 -2.90 0.004 -.0814324 -.0157047 DIV | 0401872 0047772 8.41 0.000 0308199 0495546 CONSGOODS | -.0635898 0217424 -2.92 0.003 -.1062236 -.0209560 CONSSERV | -.0342651 0226110 -1.52 0.130 -.0786021 0100719 HEALTH | -.0840911 0237314 -3.54 0.000 -.1306251 -.0375571 INDUSTR | -.0690400 0215094 -3.21 0.001 -.1112169 -.0268632 ULTILITIES | -.0621248 0227158 -2.73 0.006 -.1066672 -.0175824 TECHNO | -.0369607 0233731 -1.58 0.114 -.0827920 0088705 MATERIAL | -.0756281 0218511 -3.46 0.001 -.1184749 -.0327812 _cons | 3406975 0515339 6.61 0.000 2396468 4417481 Phụ lục 2: Kết ước lượng theo phương pháp hồi quy liệu bảng có biến trễ Cash Source | SS df MS -+ -Model | 17.9477374 15 1.19651583 Residual | 11.9046932 2204 005401403 -+ -Total | 29.8524307 2219 013453101 Number of obs F( 15, 2204) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 2220 221.52 0.0000 0.6012 0.5985 07349 -CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -CASHi | 6817812 0147776 46.14 0.000 6528017 7107607 CF | 0524416 0193358 2.71 0.007 0145233 0903599 LIQ | -.0649559 0078793 -8.24 0.000 -.0804076 -.0495041 LEV | -.0061525 0091645 -0.67 0.502 -.0241244 0118194 GRT | 0101147 0042549 2.38 0.018 0017707 0184588 SIZE | -.0088088 0029591 -2.98 0.003 -.0146116 -.0030059 INV | -.0858578 0128752 -6.67 0.000 -.1111067 -.0606090 DIV | 0149861 0037488 4.00 0.000 0076346 0223377 CONSGOODS | -.0198840 0170987 -1.16 0.245 -.0534152 0136472 CONSSERV | -.0168901 0177663 -0.95 0.342 -.0517305 0179503 HEALTH | -.0200606 0186820 -1.07 0.283 -.0566967 0165755 INDUSTR | -.0211173 0169275 -1.25 0.212 -.0543129 0120782 ULTILITIES | -.0252034 0178618 -1.41 0.158 -.0602311 0098243 TECHNO | -.0148234 0183637 -0.81 0.420 -.0508354 0211887 MATERIAL | -.0282549 0171902 -1.64 0.100 -.0619655 0054557 _cons | 1765464 0405593 4.35 0.000 0970079 2560849 Phụ lục 3: Kết ước lượng theo phương pháp ảnh hưởng cố định Fixed-effects (within) regression Group variable: FIRM1 Number of obs Number of groups = = 2664 444 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.2353 between = 0.0895 overall = 0.1119 corr(u_i, Xb) = -0.4063 F(7,2213) Prob > F = = 97.27 0.0000 -CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -CF | 1595439 0220329 7.24 0.000 1163367 2027512 LIQ | -.3367432 0139352 -24.16 0.000 -.3640707 -.3094158 LEV | 0119484 0180097 0.66 0.507 -.0233692 0472660 GRT | 0072163 0035505 2.03 0.042 0002536 0141790 SIZE | -.0275747 0114196 -2.41 0.016 -.0499691 -.0051804 INV | -.0576187 0113891 -5.06 0.000 -.0799530 -.0352843 DIV | 0054005 0041077 1.31 0.189 -.0026548 0134557 _cons | 5702465 1313564 4.34 0.000 3126519 8278411 -+ -sigma_u | 1028744 sigma_e | 06254526 rho | 73012105 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(443, 2213) = 11.37 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 4: Kết ước lượng theo phương pháp ảnh hưởng cố định có biến trễ Cash Fixed-effects (within) regression Group variable: FIRM1 Number of obs Number of groups = = 2220 444 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.2885 between = 0.1958 overall = 0.2062 corr(u_i, Xb) = -0.3758 F(8,1768) Prob > F = = 89.60 0.0000 -CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -CASHi | 1559488 0202804 7.69 0.000 1161727 1957248 CF | 1281109 0229250 5.59 0.000 0831479 1730739 LIQ | -.3472135 0147907 -23.48 0.000 -.3762225 -.3182045 LEV | 0072300 0193693 0.37 0.709 -.0307592 0452192 GRT | 0107437 0038097 2.82 0.005 0032716 0182158 SIZE | -.0267959 0123384 -2.17 0.030 -.0509952 -.0025966 INV | -.0648924 0116726 -5.56 0.000 -.0877858 -.0419989 DIV | 0078891 0043100 1.83 0.067 -.0005641 0163423 _cons | 5545742 1422470 3.90 0.000 2755842 8335642 -+ -sigma_u | 09654871 sigma_e | 05808459 rho | 73425018 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(443, 1768) = 4.00 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5: Kết ước lượng theo phương pháp tác động ngẫu nhiên Random-effects GLS regression Group variable: FIRM1 Number of obs Number of groups = = 2664 444 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.2242 between = 0.1384 overall = 0.1499 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(7) Prob > chi2 = = 631.32 0.0000 -CASH | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -CF | 1664367 021356 7.79 0.000 1245798 2082936 LIQ | -.2408074 0118592 -20.31 0.000 -.2640511 -.2175637 LEV | -.0175736 0146039 -1.20 0.229 -.0461967 0110496 GRT | 0056777 0036306 1.56 0.118 -.0014381 0127935 SIZE | -.0273788 0059999 -4.56 0.000 -.0391383 -.0156193 INV | -.0473137 0115165 -4.11 0.000 -.0698856 -.0247419 DIV | 0142172 0040153 3.54 0.000 0063472 0220871 _cons | 5276009 0688925 7.66 0.000 3925740 6626277 -+ -sigma_u | 07724879 sigma_e | 06254526 rho | 60402912 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 6: Kết ước lượng theo phương pháp tác động ngẫu nhiên có biến trễ Cash Random-effects GLS regression Group variable: FIRM1 Number of obs Number of groups = = 2220 444 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0734 between = 0.9035 overall = 0.6001 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(8) Prob > chi2 = = 3317.79 0.0000 -CASH | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -CASHi | 6849539 0146277 46.83 0.000 6562842 7136237 CF | 0508335 0192147 2.65 0.008 0131734 0884937 LIQ | -.0631555 0075163 -8.40 0.000 -.0778871 -.0484238 LEV | -.0075186 0089621 -0.84 0.402 -.0250840 0100468 GRT | 0106649 0042377 2.52 0.012 0023591 0189707 SIZE | -.0092850 0027569 -3.37 0.001 -.0146884 -.0038817 INV | -.0852063 0128488 -6.63 0.000 -.1103895 -.0600231 DIV | 0147747 0037080 3.98 0.000 0075071 0220423 _cons | 1606374 0316721 5.07 0.000 0985611 2227136 -+ -sigma_u | sigma_e | 05808459 rho | (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman Phụ lục 7: Coefficients -(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe re Difference S.E -+ -CF | 1595439 1664367 -.0068928 0054194 LIQ | -.3367432 -.2408074 -.0959358 0073177 LEV | 0119484 -.0175736 0295219 0105392 GRT | 0072163 0056777 0015386 SIZE | -.0275747 -.0273788 -.0001960 0097165 INV | -.0576187 -.0473137 -.0103049 DIV | 0054005 0142172 -.0088167 0008660 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg | Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 191.08 Prob>chi2 = 0.0000 Phụ lục 8: Kết kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (444) = Prob>chi2 = Phụ lục 9: 4.8e+05 0.0000 Kết kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 443) = 51.737 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 10: Kết ước lượng với sai số chuẩn Driscoll Kraay (1998) Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): FIRM1 maximum lag: Number Number F( 7, Prob > within of obs of groups 443) F R-squared = = = = = 2664 444 5100.64 0.0000 0.2353 -| Drisc/Kraay CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -CF | 1595439 0203411 7.84 0.000 1195669 1995210 LIQ | -.3367432 0143031 -23.54 0.000 -.3648536 -.3086328 LEV | 0119484 0086671 1.38 0.169 -.0050853 0289820 GRT | 0072163 0010540 6.85 0.000 0051448 0092877 SIZE | -.0275747 0078626 -3.51 0.000 -.0430273 -.0121222 INV | -.0576187 0109780 -5.25 0.000 -.0791941 -.0360433 DIV | 0054005 0012333 4.38 0.000 0029766 0078243 _cons | 5702465 0851913 6.69 0.000 4028172 7376759 Phụ lục 11: Kết ước lượng với sai số chuẩn Driscoll Kraay (1998) có biến trễ Cash Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): FIRM1 maximum lag: Number Number F( 8, Prob > within of obs of groups 443) F R-squared = = = = = 2220 444 112.65 0.0000 0.2885 -| Drisc/Kraay CASH | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -CASHi | 1559488 0498846 3.13 0.002 0579089 2539886 CF | 1281109 0169641 7.55 0.000 0947707 1614511 LIQ | -.3472135 0188787 -18.39 0.000 -.3843165 -.3101106 LEV | 0072300 0056148 1.29 0.199 -.0038050 0182650 GRT | 0107437 0008177 13.14 0.000 0091366 0123508 SIZE | -.0267959 0101976 -2.63 0.009 -.0468376 -.0067543 INV | -.0648924 0108967 -5.96 0.000 -.0863080 -.0434768 DIV | 0078891 0011857 6.65 0.000 0055589 0102193 _cons | 5545742 1098009 5.05 0.000 3387789 7703695 ... việc nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp nhân tố tác động đến việc định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp, tác giả lựa chọn đề tài Những nhân tố tác động đến định nắm giữ tiền mặt doanh nghiệp niêm yết thị. .. NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH NGUYỄN LAN NHƯ NHỮNG NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH NẮM GIỮ TIỀN MẶT CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN... độ hướng tác động yếu tố đến định nắm giữ tiền mặt nào? - Từ kết nghiên cứu, đề tài có kiến nghị đề xuất cho doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam việc nắm giữ tiền mặt? 1.4 Đối