4.4.1. Phân tích kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến việc nắm giữ tiền
Bảng 4.22: Tổng hợp kết quả hồi quy mô hình (1)
Các chỉ tiêu Công ty cổ phần niêm yết tư nhân nắm giữCông ty CP Nhà nước nắm giữCông ty CP
Variable Coeff Prob Coeff Prob Coeff Prob
64 MKTBOOK -0.0049 0.2607 0.0073 0.0216 (**) -0.0110 0.6108 CLOW 0.0728 0.0031 (***) 0.0189 0.0947 (*) 0.3685 0.0006 (***) SIZE -0.0286 0.0000 (***) -0.0244 0.0000 (***) -0.0233 0.0776 (*) NWC -0.3662 0.0000 (***) -0.3878 0.0000 (***) -0.3399 0.0000 (***) LEVERAGE -0.2807 0.0000 (***) -0.3044 0.0000 (***) -0.2477 0.0000 (***) CAPEX -0.0797 0.0003 (***) -0.0165 0.5649 -0.0892 0.0432 (**) R-Squared 0.849462 0.878621 0.687462 Durbin- Waston 1.539797 1.593391 1.246487
Diễn giải thống kê mức 1%(***) có ý nghĩa thống kê mức 5%(**) có ý nghĩa thống kê mức 10%(*) có ý nghĩa
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả thống kê Eviews 7.0
Kết quả hồi quy mô hình (1) của 3 nhóm công ty, được trình bày tại Bảng 4.22 là kết quả nghiên cứu các yếu tốtác động đến việc nắm giữ tiền, cho từng nhóm công ty niêm yết trên thịtrường chứng khoán Việt Nam, trong giai đoạn từ2008 đến 2014. Nhìn chung, cả3 mô hình đều có:
- Hệ số Durbin – Waston đều nằm trong giới hạn 1 < d < 3 đảm bảo mô hình không có hiện tượng tự tương quan. Hệ số R - Squared [0.69,0.88] cho thấy độ tin cậy về mức dự báo của biến giải thích việc nắm giữ tiền mặt có độ chính xác cao.
- Các biến tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản, quy mô công ty, tỷ lệ vốn luân chuyển trên tổng tài sản và đòn bẫy tài chính có ý nghĩa thống kê, riêng biến tỷ lệ giá
thị trường trên giá trị sổ sách và tỷ lệ chi phí vốn đầu tư trên tổng tài sản không có ý nghĩa về thống kê chia đều cho mỗi mô hình.
Để phân tích kết quả hồi quy mô hình một cách toàn diện, tác giảđối chiếu kỳ
65
Bảng 4.23: Đối chiếu kết quả hồi quy với các nghiên cứu trước đây
Biến Kỳ vọng nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Kết quả tương đồng với các Tác giả Kết quả phù hợp với các lý thuyết CTy CP niêm yết CTy CP Tư nhân CTy CP Nhà nước MKTBOOK + // + // T.Bates (2009) Thuyết đánh đổi M.Daher(2010) Thuyết trật tự phân hạng CFLOW + + + + T.Bates (2009) Thuyết trật tự phân hạng M.Daher(2010) SIZE - - - - T.Bates (2009) Thuyết đánh đổi M.Daher(2010) NWC - - - - T.Bates (2009) Thuyết đánh đổi M.Daher(2010) LEVERAGE - - - - T.Bates (2009) Thuyết trật tự phân hạng M.Daher(2010) Thuyết dòng tiền tự do CAPEX - - // - T.Bates (2009) Thuyết trật tự phân hạng M.Daher(2010)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu trước đây)
Căn cứ mức ý nghĩa thống kê của các biến giải thích và quan hệ tích cực cũng như tiêu cực với tỷ lệ nắm giữ tiền của các công ty niêm yết Việt Nam, tác giả nhận thấy hầu hết các biến có kết quả tương đồng với kỳ vọng cũng như của các nghiên cứu trước đây. Qua kết quả, lượng tiền mặt nắm giữ bị ảnh hưởng như thế nào được
xem xét thông qua kết quả tham số coeff, nhằm phản ánh xu hướng và mức độ ảnh
hưởng các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đến việc nắm giữ tiền của các công ty niêm yết.
66 - Yếu tố vốn luân chuyển ròng (NWC)
Các thông số thống kê trên Bảng 4.22 cho thấy, biến tỷ lệ vốn luân chuyển trên tổng tài sản có mối quan hệ với tỷ lệ nắm giữ tiền, cùng mức ý nghĩa 1% cho cả
3 mô hình. Mức độ tác động của tỷ lệ vốn luân chuyển đến quyết định nắm giữ tiền của mỗi mô hình đều rất mạnh mẽ, thấp nhất đối với mô hình công ty CP Nhà nước là 0.34 đơn vị, còn lại các mô hình khác có mức trung bình 0.38 đơn vị.
Đối chiếu Bảng 4.23, yếu tố vốn luân chuyển ròng có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nắm giữ tiền, cùng quan điểm với Thuyết đánh đổi và phù hợp với các kết quả nghiên cứu của tác giảThomas Bates (2009). Đặc biệt xu hướng và mức độ ảnh hưởng của biến này đến việc nắm giữ tiền đều phù hợp vớ cả 3 nhóm công ty
như nghiên cứu của tác giả Mai Daher (2010).
Như vậy với kết quả hồi quy nhận được ta có thể thấy rằng trong giai đoạn 2008 -2014, khi vốn luân chuyển ròng tăng 1 triệu đồng thì lượng tiền nắm giữ của nhóm các công ty niêm yết giảm 0.37 triệu đồng, hay giảm 0.39 triệu đồng đối với
nhóm công ty CP Tư nhân và giảm 0.34 triệu đồng đối với nhóm công ty CP Nhà
nước.
Với bằng chứng này cho thấy, khi nắm giữ tiền mặt tăng các doanh nghiệp sẽ
giảm các khoản phải thu, hàng tồn kho trong mỗi chu kỳ luân chuyển vốn. Khi dòng tiền xuống thấp, nguồn huy động bên ngoài tốn kém, doanh nghiệp vẫn quyết định tiếp tục đầu tư do quá trình chuyển hóa diễn ra dễ dàng từ tiền đến hàng tồn kho, các khoản phải thu và sau đó trở vềhình thái ban đầu với chi phí thấp. Các doanh nghiệp Việt Nam thường sử dụng hàng tồn kho như là một giải pháp đểđiều chỉnh việc nắm giữ tiền đối phó những rủi ro thanh khoản cấp thời.
- Yếu tốđòn bẫy tài chính (LEVERAGE)
Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nắm giữ tiền, với mức ý nghĩa thống kê 1% cho 3 mẫu nghiên cứu của công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 -2014. Tuy không cao bằng mức độ ảnh hưởng của vốn luân chuyển ròng, nhưng mức dao động từ 0.25 đến 0.30 đơn vị (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
cho thấy, đòn bẫy tài chính đóng vai trò không nhỏ trong chính sách quản trị tiền của doanh nghiệp.
67
Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của tác giả và được sự hỗ trợ của Thuyết trật tư phân hạng, Thuyết dòng tiền tự do và nghiên cứu của tác giả Bates et al.
(2009), đồng thời tương đồng với kết quả nghiên cứu ở 3 nhóm dữ liệu như Mai
Daher (2010).
Khủng hoảng lãi suất ngân hàng, và cơn sốt bất động sản tại Việt Nam giai
đoạn 2008 – 2012 đã gây thiệt hại không nhỏ cho nền kinh tế, các công ty niêm yết
đã điều chỉnh giảm tỷ lệ nắm giữ tiền xuống 0.28 đơn vị, tương ứng trung bình tỷ lệ
nắm giữ tiền giảm từ 14% năm 2008 xuống còn 10% trong năm 2012. Điều này chứng tỏ rằng, các doanh nghiệp Việt Nam có chú trọng ưu tiên điều chỉnh giải pháp sử dụng đòn bẫy trong cấu trúc vốn nhằm tài trợđầu tư các dự án kinh doanh.
- Yếu tố khảnăng sinh lợi (CFLOW)
Kết quả hồi quy tỷ lệ dòng tiền cho thấy có quan hệ cùng chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền cho cả 3 mô hình. Cùng mức ý nghĩa thống kê 1% cho mô hình các công ty niêm yết và công ty CP Nhà nước nắm giữ, song mức độ tác động của biến này đến tỷ lệ giữ tiền giữa 2 nhóm công ty hoàn toàn khác nhau. Nếu như khả năng sinh lời của các công ty niêm yết tăng lên 1 triệu đồng, thì tỷ lệ nắm giữ tiền chỉ tăng 0.07
triệu đồng. Mặc khác, khảnăng sinh lời của công ty CP Nhà nước tác động mạnh mẽ
làm cho lượng tiền nắm giữ tăng 0.37 triệu đồng. Đối với mô hình công ty CP Tư
nhân, tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản ở mức ý nghĩa thống kê 10%, khảnăng sinh lợi
tăngtác động tăng lượng tiền nắm giữ 0.02 triệu đồng là không đáng kể.
Yếu tố khảnăng sinh lợi của doanh nghiệp có quan hệđồng biến với tỷ lệ nắm giữ tiền, phù hợp kỳ vọng nghiên cứu của tác giả, kết quảnày cũng được sựủng hộ
của Thuyết trật tư phân hạng và các tác giả Bates et al.(2009), tương đồng kết quả
nghiên cứu nhóm các công ty niêm yết sàn chứng khoán Anh của Mai Daher (2010).
Ngược lại với lập luận của Thuyết đánh đổi, và kết quả nghiên cứu đối với mô hình toàn bộ công ty và nhóm doanh nghiệp tư nhân của Mai Daher (2010).
Mối quan hệ cùng chiều giữa khả năng sinh lợi có với việc nắm giữ tiền của các công ty niêm yết giai đoạn 2008 -2014, khẳng định hàm ý các công ty có khả năng sinh lời cao, dòng tiền tạo ra ổn định công ty có đủđiều kiện tài trợ dự án phát triển sẽ nắm giữ tiền nhiều hơn (Ferreira et al.2004).
68 - Yếu tố quy mô công ty (SIZE)
Kết quả hồi quy cho thấy biến quy mô công ty có mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nắm giữ tiền cho cả 3 mô hình do có mức ý nghĩa từ 1% - 10%. Biến quy mô công ty của nhóm các công ty niêm yết và công ty CP Tư nhân nắm giữ có cùng mức
ý nghĩa thống kê 1%, mức độ ảnh hưởng của biến này đến việc nắm giữ tiền cả 3
nhóm công ty là không đáng kể.
Kết quả đối chiếu tại Bảng 4.23 cho thấy, yếu tố quy mô công ty có quan hệ
nghịch biến với tỷ lệ nắm giữ tiền, phù hợp kỳ vọng nghiên cứu của tác giả, đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Bates et al.(2009) và cả 3 mô hình của Mai Daher (2010). Cùng lập luận với Thuyết đánh đổi, ngược lại với quan điểm của Thuyết trật
tư phân hạng và Thuyết dòng tiền tự do. Mặc dù mức độ ảnh hưởng 0.02 đơn vị là
không đáng kể, nhưng cho thấy quan điểm các công ty có quy mô lớn thường có
khuynh hướng cần đa dạng hóa hoạt động đầu tư, do đó khả năng kiệt quệ tài chính thấp, ít đối diện với hạn chế vay và vấn đề bất cân xứng thông tin nên nắm giữ tiền ít
hơn là phù hợp. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Yếu tố chi tiêu vốn đầu tư (CAPEX)
Bảng 4.22 cho thấy: yếu tố chi tiêu vốn có mối quan hệ nghịch chiều tỷ lệ
nắm giữ tiền trong mô hình các công ty niêm yết và công ty CP Nhà nước, ở mức ý
nghĩa thống kê lần lượt là 1% và 5%. Mức độtác động của yếu tố chi tiêu vốn đầu tư đến việc nắm giữ tiền là 0.09 đơn vị, và ít chênh lệch giữa 2 nhóm công ty.
Đối chiếu kết quả thực hiện và kỳ vọng nghiên cứu, thể hiện mối quan hệ
nghịch biến phù hợp mong đợi của tác giả, với nghiên cứu của tác giả Bates et al.(2009) và cả 3 mô hình của Mai Daher (2010). Kết quả này được sự ủng hộ của Thuyết trật tự phân hạng và không cùng quan điểm với Thuyết đánh đổi, củng cố lập luận chi tiêu vốn đầu tư tạo ra tài sản có thể được sử dụng như một tài sản thế chấp, chi tiêu vốn đầu tư làm tăng khả năng vay nợ và giảm nhu cầu về tiền mặt (Lee và Song, 2007), (Bates et al., 2009). Như đã nhận định về kết quả của biến LEVERAGE, các doanh nghiệp Việt Nam đã sử dụng giải pháp giảm nắm giữ tiền,
tăng chi tiêu vốn thành tài sản, đẩy mạnh công cụđòn bẫy tài chính trong điều kiện thịtrường vốn khó khăn từ 2008 đến 2012.
69
Trong nhóm các công ty CP Tư nhân nắm giữ, cùng xu hướng nghịch biến với tỷ lệ nắm giữ tiền, nhưng yếu tố chi phí vốn đầu tư chưa có bằng chứng thực nghiệm về thống kê để xác nhận tồn tại mối quan hệ với việc nắm giữ tiền. Tuy nhiên, giải thích về nội dung kinh tếnhư đã trình bày đối với nhóm công ty niêm yết và công ty
CP Nhà nước, và khi mà hệ số coeff là 0.0165 ( 0), cho thấy mặc dù ảnh hưởng là yếu ớt nhưng không thể bác bỏ mối quan hệ giữa chi phí vốn đầu tư và nắm giữ tiền. Kết quả mơ hồ này có thể lý giải do trong giai đoạn 2008 -2014, trong một số năm các công ty CP Tư nhân không chi mua sắm, đầu tư xây dựng cơ bản. Bảng 4.4 cho thấy mức thấp nhất =0.0000, tỷ lệ chi phí vốn trên tổng tài sản trung bình =0.03 là rất thấp so với nhóm công ty CP Nhà nước là 0.07, điều này cho thấy khảnăng một số
công ty không chi tiêu vốn đầu tư là hiện hữu.
- Yếu tốcơ hội đầu tư (MKTBOOK)
Kết quả hồi quy yếu tốcơ hội đầu tưtrong nhóm công ty CP Tư nhân với mức
ý nghĩa thống kê 5%, cho thấy có mối quan hệđồng biến mỏng manh với tỷ lệ nắm giữ tiền bằng hệ số 0.0073. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng nghiên cứu của tác giả,
tương đồng với kết quả nghiên cứu của Thomas Bates (2009), đồng nhất với Thuyết
đánh đổi và Thuyết trật tự phân hạng trong lý giải luận điểm các doanh nghiệp có cơ
hội đầu tư cao giữ nhiều tiền mặt Opler et al. (1999), Bigelli và Vidal (2009) cho các doanh nghiệp tư nhân. Các tác giả trên nhấn mạnh rằng, mối quan hệ tích cực giữa nắm giữ tiền và cơ hội đầu tư nên mạnh mẽhơn cho các công ty tư nhân, vì các công ty này phải tiếp xúc với nguy cơ lớn của mức độ đầu tư thấp trong tạo quỹ nội bộ
(Ang, 1991).
Đối với nhóm các công ty niêm yết và công ty CP Nhà nước, yếu tố cơ hội
đầu tư chưa có bằng chứng thực nghiệm về thống kê để xác nhận tồn tại mối quan hệ
với việc nắm giữ tiền. Như đã trình bày mối quan hệ kinh tế giữa yếu tố cơ hội đầu
tư và nắm giữ đối với nhóm công ty CP Tư nhân do tồn tại hệ số coeff mặc dù 0
70
4.4.2. Phân tích sự khác biệt trong nắm giữ tiền giữa công ty CP Tư nhân và Nhà nước
- Phân tích từ kết quả hồi quy mô hình (2)
Kết quả hồi quy mô hình_2 nhằm tìm kiếm sự khác biệt lượng tiền nắm giữ
giữa công ty CP Tư nhân và Nhà nước tại Bảng 4.21 cho thấy:
- Biến PRIVDUM có ý nghĩa thống kê mức 1%, có quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền công ty niêm yết. Điều này cung cấp bằng chứng thực nghiệm rằng: Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, lượng tiền công ty CP Tư nhân
nắm giữ thấp hơn lượng tiền nắm giữ tiền của các công ty CP Nhà nước là 0.035
triệu đồng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Có sự tác động nghịch chiều mạnh mẽ của yếu tố vốn luân chuyển ròng và
đòn bẫy tài chính đến nắm giữ tiền của các doanh nghiệp Việt Nam giai đoạn 2008 – 2014.
- Tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản, quy mô công ty và tỷ lệ chi phí vốn đầu tư
trên tổng tài sản trong mô hình này, không có ý nghĩa thống kê không ảnh hưởng kết quả trình bày tại các mô hình trên.
- Phân tích từ kết quả hồi quy mô hình (1)
- Quan sát các biến tại Bảng 4.22 cho thấy, có sự tương đồng cơ bản về kết quả hồi quy ở mô hình các công ty niêm yết và công ty CP Nhà nước nắm giữ. Mặc dù bộ dữ liệu mô hình công ty CP Tư nhân chiếm tỷ trọng gần 66% so bộ dữ liệu mô hình công ty niêm yết, nhưng mức độảnh hưởng đến kết quả hồi quy mô hình công ty niêm yết là không đáng kể. Điều này cho thấy, sự khác biệt giữa 2 nhóm công ty
CP Tư nhân và nước nắm giữ không thuộc về số lượng công ty tham gia mẫu nghiên cứu.
- Yếu tố chi tiêu vốn đầu tư: không có ý nghĩa thống kê tại mô hình công ty CP Tư nhân, nhưng kết quả cho thấy có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ lệ nắm giữ
tiền của các công ty CP Nhà nước. Điều này có nghĩa: các công ty CP Nhà nước giảm chi tiêu vốn 1 triệu đồng nhằm làm tăng lượng tiền nắm giữ lên 0.04 triệu đồng. Kết quả này phù hợp với kết quả tổng hợp tại Bảng 4.1, trong đó tỷ lệ nắm giữ tiền
71
trung bình từ 2008 đến 2014 của nhóm công ty CP Nhà nước cao hơn CP Tư nhân
2%.
- Yếu tố cơ hội đầu tư: có mối quan hệ đồng biến với tỷ lệ nắm giữ tiền của