Tên biến Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ sốBeta
chuẩn hóa t Sig. VIF
B Std. Error (Constant) -.163 .115 -1.421 .156 lnSIZE -.006 .006 -.025 -1.077 .282 1.181 NWC .590** .023 .691 25.220 .000 1.635 CF .001* .001 .057 2.351 .019 1.289 LEV .003** .000 .221 7.832 .000 1.739 CAPEX -.213** .022 -.241 -9.468 .000 1.416 ROA .006** .001 .163 5.493 .000 1.915 AGE .027* .012 .050 2.212 .027 1.113 STATE -.025 .029 -.020 -.858 .391 1.220 DIV .003 .013 .006 .260 .795 1.194 KIND -.013 .013 -.021 -.957 .339 1.094 Sig = 0,000 Hệ số R2= 0,679 Hệ số R2hiệu chỉnh= 0,674 Durbin–Watson = 1,935
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS từ số liệu thu thập
Ghi chú: - Ý nghĩa thống kêở mức 1% (**) - Ý nghĩa thống kêở mức 5% (*)
Từ bảng kết quả hồi quy trên, tác giả thấy có 4 biến có giá trị Sig > mức ý nghĩa 5%, gồm biến quy mô công ty, sở hữu Nhà nước, chi trả cổ tức và ngành nghề
công ty. 4 biến có giá trị Sig < mức ý nghĩa 1% là Vốn lưu động ròng, đòn bẩy tài chính, chi tiêu vốn, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản. 2 biến có giá trị Sig < mức ý nghĩa thống kế 5% bao gồm dòng tiền và tuổi công ty.
Mô hình hồi quy chuẩn hóa được viết lại như sau:
CASH = 0.691 NWC + 0.221 LEV–0.241 CAPEX + 0.163 ROA + 0.057CF + 0.050 AGE
4.4.1.Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Tác giả dùng hệ số xác định R2 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) được dùng để đánh giá độ phù hợp của mô hình.
Hệ số xác định R2 (R Square) = 0,679, kết quả này cho biết 67,9% sự biến thiên của việc nắm giữ tiền mặt các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2011 – 2013 được giải thích bởi các biến Vốn lưu động ròng, dòng tiền, đòn bẩy tài chính, chi tiêu vốn, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản và tuổi công ty với mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%. Còn lại (100% – 67,90%) = 32,19% biến thiên trong việc nắm giữ tiền mặt của các công ty không giải thích được bởi các biến độc lập trong mô hình.
Hệ số xác định R2hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0.674, kết quả này cũng cho biết 67,4% biến thiên trong biến phụ thuộc tỷ lệ nắm giữ tiền mặt được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Việc dùng thêm hệ số Hệ số xác định R2hiệu chỉnh để xem mô hình hồi quy có bị thổi phồng lên qua Hệ số xác định R2 không. Vì Hệ số xác định R2sẽ tăng khi đưa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng Hệ số xác định hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mô hình.
4.4.2. Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Giả thuyết H0:β1 = β2 = β3=β4=β5=β6=β7=β8 =β9 =β10= 0 (các hệ số đều bằng 0).
Giả thuyết H1: Có ít nhất một hệ số khác 0.
Nếu giả thuyếtH0trên là đúng thì nghĩa là tấc cả các hệ số dốc đều đồng thời bằng 0 thì mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng không có ý nghĩa thống kê và không giải thích được biến phụ thuộc tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty.
Trong bảng kết quả 4.7, giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1% nên giả thuyết H0bị bác bỏ. Điều đó có thể kết luận rằng mô hình hồi quy tuyến tính với các biến độc lập hiện có trong mô hình có thể giải thích được sự biến thiên của biến phụ thuộc tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu hiện có.
4.4.3. Kiểm tra tự tương quan
Để kiểm tra vấn đềtự tương quan tác giả dùng hệ sốDurbin –Watson. Theo sách của Hoàng Trọng –Chu Nguyễn Mộng Ngọc(2011- trang 336) thì:
Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mô hình không có tự tương quan. Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mô hình có tự tương quan dương. Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mô hình có tự tương quan âm.
Theo kết quả hồi quy ở bảng4.7 cho thấyhệ sốDurbin–Watson của mô hình nghiên cứu là1.935 nằm trong đoạn chấp nhận từ 1 đến 3 nên hiện tượng tự tương quan giữ các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu không xảy ra.
4.4.4. Phân tích các biến có ý nghĩa
Dựa bảng kết quảhồi quy ở bảng 4.7 cho thấycó 6 trong 10 nhân tố tác động đến các nhân tố nắm giữ tiền mặt của các công ty, bao gồm: Vốn lưu động ròng, dòng tiền, đòn bẩy tài chính, chi tiêu vốn, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản và tuổi công ty. Sau đây tác giả sẽ phân tích từng nhân tố một.
4.4.4.1. Vốn lưu động ròng
Giả thuyết 2: Vốn lưu động ròng có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt.
Kết quả hồi quy bảng 4.7 cho thấy Hệ số chặn β2 = 0.691, cho biết trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Vốn lưu động ròng tăng 1 đơn vịthì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty tăng lên 0.691 đơn vị và ngược lại. Nhân tố vốn lưu động ròng có mức ảnh hưởng cao nhất trong các nhân tố ảnh hưởng còn lại và cũng có thể giải thích rằng đối với việc nắm giữ tiền mặt ít hay nhiều của công ty phụ thuộc vào nhân tố vốn lưu động ròng nhiều nhất.
Giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết đưa ra phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Chứng tỏ rằng Vốn lưu động ròng có mối tương quan thuận chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2011 – 2013. Vốn lưu động là giá trị của toàn bộ tài sản ngắn hạn, những tài sản gắn liền với chu kỳ kinh doanh của công ty. Trong mỗi chu kỳ kinh doanh, chúng chuyển hoá qua tất cả các dạng, tồn tại từ tiền mặt đến hàng tồn kho, khoản phải thu và trở về hình thái cơ bản ban đầu là tiền mặt. Vì vậy nắm giữ vốn lưu động nhiều giúp cho công ty dễ dàng chuyển đổi thành tiền mặt khi phải đáp ứng nhu cầu thanh toánngay cho nên nắm giữ vốn lưu động của các công ty ở Việt Nam cũng được xem như là một cách thay thế của việc nắm giữ tiền mặt.
Điều này giống với kết quả nghiên cứu của Wenfeng Wu và cộng sự (2011) cho rằng khi tăng các khoản phải thu thì nắm giữ tiền mặt nhiều hơn và nghiên cứu của Kafayat và các cộng sự (2014) cũng cho rằng vốn lưu động ròng có mối tương quan dương với việc nắm giữ tiền mặt. Trong khi đó kết quả này khác với mô hình đánh đổi cho rằng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt có mối tương quan âm với tài sản thanh khoản thay thế bởi chúng dễ dàng chuyển đổi thành tiền mặt nên các công ty nắm giữ tiền mặt ít hơn. Mặt khác các nghiên cứu của Ferreira và Vilela (2004), Hofmann (2006), Saddour (2006), Afza và Adnan (2007), Megginson và Wei (2010), Ogundipe và cộng sự (2012), Chen và Liu (2013), Nguyễn Ngọc Thiện (2014), Phạm Hữu Tín (2014) đều cho rằng vốn lưu động ròng có mối tương quan âm với việc nắm giữ tiền mặt của công ty.
4.4.4.2. Dòng tiền
Giả thuyết 3: Dòng tiền có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt.
Kết quả hồi quy cho thấy Hệ số chặn β3 = 0.057, cho biết trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi dòng tiền tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty tăng lên0.057 đơn vị và ngược lại.
Giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu đãđề ra.
Như vậy, ngoài nhân tố vốn lưu động ròng tác động thuận chiều đến việc nắm giữ tiền mặt, thì dòng tiền của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM cũng có mối tương quan dương đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt, nghĩa là
các công ty nào có lợi nhuận càng nhiều thì dòng tiền từ hoạt động kinh doanh sẽ càng lớn và việc nắm giữ tiền mặt của các công ty sẽ nhiều hơn. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu ở Việt Nam cũng như các nghiên cứu trên thế giới.
Với kết quả này củng cố thêm cho thuyếttrật tự phân hạng cho rằng các công ty có dòng tiền cao được cho là sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn. Ferreira và Vilela (2004) nghiên cứu ở các khối liên minh kinh tế và tiền tệ và Hofmann (2006) nghiên cứu ở các công ty New Zealand cũng cho rằng dòng lưu chuyển tiền có mối tương quan dương với việc nắm giữ tiền mặt của các công ty ở nước này. Bên cạnh đó giả thuyết về mối tương quan dương giữ dòng tiền và việc nắm giữ tiền mặt cũng được Afza và Adnan (2007), Drobetz và Grüninger (2007), Ogundipe và các cộng sự (2012), Nguyễn Ngọc Thiện (2014), Phạm Hữu Tín (2014) một lần nữa cũng được khẳng định.
4.4.4.3. Đòn bẩy tài chính
Giả thuyết 4: Đòn bẩy tài chính có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt.
Qua kết quả hồi quy cho thấy Hệ số chặn β4 = 0.221, cho biết trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Đòn bẩy tài chính tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty tăng lên 0.221 và ngược lại. Đòn bẩy tài chính cũng có mức ảnh hưởng cao đến việc nắm giữ tiền mặt sau nhân tố vốn lưu động ròng.
Giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết nghiên cứu đưa ra được chấp nhận, nghĩa là đòn bẩy tài chính có mối tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty.
Điều này cho thấy rằng các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn này, nếu sử dụng nhiều nợ để tài trợ cho hoạt động sản xuấtkinh doanh thì tỷ lệnắm giữ tiền mặt của công ty sẽnhiều hơn.Nhưng theo mô hình đánh đổi khi các công ty gia tăng đòn bẩy tài chính sẽ làm tăng xác suất phá sản do đó các công ty phải giữ tiền mặt nhiều hơn để giảm xác suất kiệt quệ tài chính. Theo kết quả thống kê ở bảng 4.5 cho thấy đa phần các công ty ở Việt Nam sử dụng nhiều nợ để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh nên tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty Việt Nam cũng cao hơn, trong khi đó ở các nước khác trên thế giới như Pakistan mức độ sử dụng nợ chỉ có 13,67% theo nghiên cứu của
Kafayat và cộng sự (2014) và nghiên cứu của Ogundipe và cộng sự (2012) cho biết mức độ sử dụng nợ của các công ty ở Nigerian chỉ có 18,73%. Kết quả này cũng giống với nghiên cứu của của Ogundipe và cộng sự (2012) nghiên cứu các công ty từ thị trường mới nổi ở Nigerian thì cho rằng đòn bẩy tài chính có mối tương quan dương với việc nắm giữ tiền mặt.
Còn theo lý thuyết trật tự phân hạng của Myers (1984), lý thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986) cho rằng mối tương quan âm giữa đòn bẩy và nắm giữ tiền mặt, vì các công ty sử dụng vốn vay ít có thể chịu ít giám sát từ bên ngoài hơn và do đó cho phép nhà quản lý quyết định giữ lượng tiền mặt cao hơn theo vấn đề động cơ đại diện. Các nghiên cứu ở trên thế giới của Saddour (2006), Afza và Adnan (2007), Hardin III và cộng sự (2009), Chen và Liu (2013), Kafayat và cộng sự (2014) cũng như ở Việt Nam nghiên cứu của Phạm Hữu Tín (2014), Nguyễn Ngọc Thiện (2014) đều cho rằng các công ty sử dụng đòn bẩy tài chính cao có thể dễ dàng tiếp cận thị trường vốn hơn nên việc nắm giữ tiền mặt cũng ít hơn.
4.4.4.4. Chi tiêu vốn
Giả thuyết 5: Chi tiêu vốn có mối tương quan âm đến việc nắm giữ tiền mặt.
Theo kết quả hồi quy ở bảng 4.7 cho thấy Hệ số chặn β5 = - 0.241, cho biết trong điều kiện cácnhân tố khác không đổi, khi Chi tiêu vốn tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty giảm xuống 0.241 đơn vị và ngược lại.
Giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết nghiên cứu đưa ra được chấp nhận.
Với kết quả này chứng tỏ rằng chi tiêu vốn có mối tương quan âm đến việc nắm giữ tiền mặt của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2011 –2013. Chi tiêu vốn để mua tài sản cố định góp phần làm tăng qui mô công ty, đồng thời tài sản cố định có thể dùng để cầm cố cho các khoản vay, dẫn đến các công ty nắm giữ ít tiền mặt hơn vì dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn vay hơn. Như vậy, các công ty ở Việt Nam nếu sử dụng mức chi tiêu vốn càng cao thì việc nắm giữ tiền mặt của các công ty này sẽ ít hơn so với các công ty có mức chi tiêu vốn ít hơn.
Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây theo nghiên cứu của Kim và cộng sự (2011) đưa ra rằng các công ty có chi tiêu vốn cao thì nắm giữ ít tiền mặt
hơn bởi vì chi tiêu vốn rõ rằng trực tiếp làm giảm tiền mặt của công ty. Còn theo Chen và Liu (2013) cũng tìm thấy mối tương quan âm giữa chi tiêu vốn và nắm giữ tiền mặt ở các công ty Trung Quốc. Còn Kafayat và cộng sự (2014) cũng tìm ra được mối tương quan âm ở các công ty phitài chính của Pakistan.
4.4.4.5. Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản
Giả thuyết 6: ROA có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt.
Theo kết quả hồi quy cho thấy hệ số chặn β6 = 0.163, cho biết rằng trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty tăng lên 0.163 đơn vị và ngược lại. Điều này cũng phù hợp với giả thuyết 3 ở trên, bởi vì những công ty có lợi nhuận càng cao, thì tạo dòng tiền từ hoạt động kinh doanh càng lớnnên việc nắm giữ tiền mặt sẽ ít hơn.
Giá trị Sig = 0.000 < mức ý nghĩa 1%. Giả thuyết nghiên cứu đưa ra được chấp nhận.
Với kết quả này, chứng tỏrằng ROA của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt. Khi tài sản của các công ty hoạt động hiệu quả thì sẽ có nhiều lợi nhuận, công ty sẽ tích lũy được nhiều tiền mặt và sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn, cũng phù hợp kết quả hồi quyở giả thuyết 3, những công ty nào có dòng tiều nhiều hơn thì nắm giữ tiền mặt nhiều hơn. Điều này cũng cho thấy rằng các nhà quản lý các công ty ở Việt Nam thường chú trọng vào việc đưa ra các biện pháp làm sao tận dụng hết các nguồn lực tài sản hiện có để tại ra hiệu quả cao nhất chứ chưa quan tâm đến việc quy mô công ty cóảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt.
Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng vì cho rằng công ty có lợi nhuận sẽ đạt dòng tiền lớn từ hoạt động kinh doanh nên việc nắm giữ tiền mặt sẽ nhiều hơn. Đồng quan điểm với lý thuyết trật tự phân hạng có nghiên cứu của Nguyen, P (2005), Megginson và Wei (2010), Ogundipe và cộng sự (2012) cũng cho rằng lợi nhuận có mối tương quan dương với việc nắm giữ tiền mặt của các công ty.
Trái với kết quả này thì theo mô hình đánh đổi dự đoán các công ty có lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh cao sẽ huy động vốn dễ dàng hơn so với các công ty
có ít lợi nhuận hơn. Do đó các công ty có lợi nhuận nhiều sẽ nắm giữ tiền mặt ít hơn.
4.4.4.6. Tuổi công ty
Giả thuyết 7: Tuổi công ty có mối tương quan dương đến việc nắm giữ tiền mặt
Theo kết quả hồi quy cho thấy Hệ số chặn β7 = 0.50, cho biết trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi tuổi công ty tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của công ty tăng lên 0.50đơnvịvà ngược lại.
Giá trị Sig = 0.027 < mức ý nghĩa 5%. Giả thuyết nghiên cứu đưa ra được