5. Hạn chế nghiên cứu
4.2.2. Mô hình tác động cố định (Fixed Effects Model FEM) và mô hình
tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM)
Tác giả sử dụng kiểm định Hausman để xem xét và lựa chọn giữa hai mô hình FEM hay REM phù hợp hơn và phần mềm Stata cho ra kết quả như sau:
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 250
Group variable: MCK Number of groups = 28
R-sq: Obs per group:
within = 0,0980 min = between = 0,0004 avg = overall = 0,0304 max = F(8,214) = 2,91 corr(u_i, Xb) = -0.3197 Prob > F = CASH Coef. Std.
Err. t [95% Conf. Interval]
T_BOD 0,4390 0,2694 1,63 -0,092 FE_BOD 0,0557 0,5637 0,10 -1,055 FOR_BOD -0,9569 0,6453 -1,48 -2,229 FE_EXCEC -0,5505 0,3892 -1,41 -1,319 FOR_EXCEC 1,2296 0,4354 2,82 0,371 FE_CONTROL 0,1793 0,4388 0,41 -0,686 FOR_CONTROL 2,4777 1,0100 2,45 0,487 DIV 3,3954 7,1333 0,48 -10,67 _cons 23,9217 1,4117 16,94 21,14 sigma_u 3,4273 sigma_e 4,6362
rho 0,3534 (fraction of variance due
to u
_i)
F test that all
u_i=0 : F(27, 214) = 3,24 0,0000Prob > F =
Nguồn: Bảng số liệu từ phần mềm Stata 14.0 Với kết quả của kiểm định Hausman cho thấy giá trị P-value <0,05 ta chấp nhận giả thiết biến độc lập có tương quan khi đó mô hình tác động cố định (FEM) là mô hình phù hợp.
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (28) = 1,9e+05
Prob>chi2 = 0,0000
Nguồn: Bảng số liệu từ phần mềm Stata 14.0 Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation F( 1, 27) = 3,353
Prob > F = 0,0781
Nguồn: Bảng số liệu từ phần mềm Stata 14.0
Nguồn: Bảng số liệu từ phần mềm Stata 14.0
a. Kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi của mô hình FEM
Bảng 11 - Kiểm định Wald cho hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Xét kiểm định Wald ta có chỉ số P-value < 5%, như vậy mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, bác bỏ giả thiết mô hình không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
b. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan của mô hình FEM
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 28 Number of obs = 250
Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 28 Estimated coefficients = 9 Obs per group:
min = avg = max = Wald chi2(8) = Prob > chi2 = 8 8,9286 9 232,3 6 0,000 0 CASH Coef. Std.
Err. z P>z[95%Conf. Interval] T_BOD 0,5081 0,080 5 6,31 0,0000,3503 9 0,665 FE_BOD 0,2792 0,153 1 0,02081,82 0,068 - 2 0,579 FOR_BO D 0,5514 00,243 2,27 0,0230,0751 6 1,027 FE_EXCE C FOR_EXCE 0,4190 40,106 3,94 0,0000,2106 4 0,627 C 0,2342 00,112 2,09 0,0370,0146 8 0,453 FE_CONTRO L 0,2057 20,128 160 0,109 -0,0457 0 0,457 FOR_CONTROL -0,1244 0,305 2 -0,41 0,684 -0,7225 0,473 7 DIV 0,9763 2,220 3 3,37550,44 0,660 - 0 5,328 _cons 21,8756 0,378 7 57,76 0,000 21,1332 922,617
P-value trong kiểm định tự tương quan trên có giá trị là 0,0781 > 5% từ đó kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan chuỗi.
c. Khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Sau khi khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi của mô hình FEM, ta có mô hình cuối cùng như sau:
Nhân tố Chiều hướng tác động Biến phụ thuộc - CASH
Bien độc lập
Số lượng thành viên HĐQT (T_BOD)
Cùng chiều
Nguồn: Bảng số liệu từ phần mềm Stata 14.0 Xét bảng hồi quy mô hình FEM cuối cùng trên, ta thấy có ba biến gồm hai biến độc lập là số lượng thành viên nữ trong Ban Kiểm soát, số lượng thành viên là người nước ngoài trong Ban Kiểm soát và biến kiểm soát tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền có giá trị Prob > 10% nên không có ý nghĩa thống kê, từ đó kết luận hai nhân tố trong Ban Kiểm soát là số lượng thành viên nữ, số lượng thành viên là người nước ngoài và tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt không tác động đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của
37
các công ty tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh.
Ket quả này giống với nghiên cứu của Nguyễn Thị Uyên Uyên và Từ Thị Kim Thoa (2015). Như vậy với các công ty tài chính niêm yết trên HOSE, những công ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt vượt trội không thể đánh giá được qua nhân tố chính sách chi trả cổ tức bằng tiền mặt, số lượng thành viên là nữ và người nước ngoài của Ban Kiểm soát.
Với giá trị Prob là 0,068, ta nhận thấy số lượng thành viên là nữ trong Hội đồng
quản trị có mức ý nghĩa là 10% và tác động cùng chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Số
lượng thành viên là người nước ngoài của Hội đồng quản trị và Ban Điều hành đều có giá trị Prob < 0,05, do đó mức ý nghĩa của hai biến này là 5%. Hơn nữa, cả hai biến số lượng thành viên là người nước ngoài của Hội đồng quản trị và Ban Điều hành có chiều ảnh hưởng dương đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Do vậy, ở các công ty tài
chính niêm yết việc tranh chấp nắm giữ tiền mặt sẽ tăng khi có nhiều sự xuất hiện của
nhiều thành viên người nước ngoài của Hội đồng quản trị và Ban Điều hành.
Đối với nhân tố là số lượng thành viên trong Hội đồng quản trị và số lượng thành viên nữ trong Ban Điều hành có mức ý nghĩa 1% đều có mối quan hệ cùng chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty tài chính niêm yết trên sàn HOSE. Kết quả này ngược với nghiên cứu của Aitzaz, Nicolas và Xavier và nghiên cứu của Phạm Tiến Mạnh, Nguyễn Thanh Phương (2018) tại các công ty niêm yết trên
Nhân tố Chiều hướng tác động
Số lượng thành viên nữ HĐQT
(FE_BOD) Cùng chiều
Số lượng thành viên là người nước ngoài của HĐQT
(FOR_BOD)
Cùng chiều Số lượng thành viên nữ BĐH
(FE_EXCEC) Cùng chiều
Số lượng thành viên người nước ngoài của BĐH
(FOR_EXCEC)
Cùng chiều Số lượng thành viên nữ BKS
(FE_CONTROL) Không tác động
Số lượng thành viên là người nước ngoài của BKS
(FOR_CONTROL)
Không tác động
Biến kiểm soát
Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1. Kết luận
Các nghiên cứu trước đây trên thế giới nói chung và trong nước nói riêng chủ yếu tập trung vào các nhân tố thuộc báo cáo tài chính và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt nhưng
ít tập trung vào thành phần ban lãnh đạo. Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ tiền mặt với các nhân tố của thành phần ban lãnh đạo của 28 công ty tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn năm 2010 - 2018. Tác giả đã sử dụng cơ sở lý thuyết trước đây và phân tích dữ liệu bảng dựa trên phần mềm Stata 14.0. Dựa trên kết quả nghiên cứu
cho thấy các các yếu tố của các thành viên Hội đồng quản trị và Ban Điều hành có tác động nhiều hơn đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt.
Thứ nhất, số lượng thành viên trong Hội đồng quản trị có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này trùng với kết quả của Ikueze và Eungwoo (2017) và nghiên cứu của Phạm Tiến Mạnh, Nguyễn Thanh Phương (2018) tại các công ty niêm yết trên HOSE ngoại trừ các công ty tài chính. Điều này dễ hiểu vì khi có càng nhiều sự quyết định chung dẫn đến tính hiệu quả cao trong quyết định đầu tư
tài chính và quản lý tiền mặt của doanh nghiệp nên việc tranh chấp nắm giữ tiền mặt càng cao. Ngoài ra, kết quả trên cũng cho thấy số lượng thành viên Hội đồng quản trị
của các công ty tài chính càng nhiều, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt càng cao thể hiện khả năng quản trị chi tiêu của doanh nghiệp tốt và an toàn để đề phòng trong các trường hợp thị trường tài chính suy thoái.
Thứ hai, biến độc lập là thành viên nữ của Hội đồng quản trị và Ban Điều hành có ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa thành viên nữ và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tại các doanh nghiệp trên thế giới còn hạn chế nên tác giả muốn đưa biến độc lập là thành viên nữ vào để nghiên cứu rõ hơn
không được lường trước trong tương lai. Do đó, khoản nắm giữ tiền mặt gia tăng khi số lượng phụ nữ trong ban lãnh đạo tăng.
Thứ ba, kết quả cũng cho thấy khi có nhiều sự xuất hiện của thành viên là người
nước ngoài của Hội đồng quản trị và Ban Điều hành, việc tranh chấp nắm giữ tiền mặt cũng sẽ cao hơn. Thông qua tìm hiểu các bài nghiên cứu trong nước về thành viên lãnh đạo là người nước ngoài ảnh hưởng đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt, tác giả không thấy được kết quả phù hợp do vậy để làm rõ hơn về mối quan hệ này, tác giả đã lựa chọn biến độc lập là thành viên lãnh đạo là người nước ngoài. Áp dụng kiến thức có được tại Việt Nam, tác giả cho rằng người nước ngoài có nhiều kinh nghiệm và vốn hiểu biết trong việc quản lý doanh nghiệp là nguyên nhân có thể được lý giải cho sự ảnh hưởng này. Ngoài ra, thiếu hụt tiền mặt có thể cản trở hoạt động kinh doanh và gây trở ngại cho sự tăng trưởng. Điều này có thể khiến cho các lãnh đạo nước ngoài đưa ra các quyết định thiển cận và gây hại cho doanh nghiệp về lâu dài. Hơn nữa, họ cũng biết cách cân bằng các hoạt động kinh doanh, đầu tư và tài chính để giữ hoạt động kinh doanh ổn định. Chính vì vậy, số lượng thành viên người nước ngoài càng nhiều ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu của doanh nghiệp càng giảm và càng có xu hướng nắm giữ tiền mặt cao.
Ngoài ra, các yếu tố liên quan đến thành phần Ban Kiểm soát không có ảnh hưởng đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này giống với nghiên cứu của Nguyễn Thị
Uyên Uyên và Từ Thị Kim Thoa (2015). Như vậy với các công ty tài chính niêm yết trên HOSE, những công ty có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt vượt trội không thể đánh giá được qua nhân tố chính sách chi trả cổ tức bằng tiền mặt, số lượng thành viên là nữ và người nước ngoài của Ban Kiểm soát.
Như vậy, thành phần ban lãnh đạo có tác động đến tỷ lệ tiền mặt của các công ty tài chính niêm yết thông qua các thành viên Hội đồng quản trị và Ban Điều hành. Những kết quả này rất quan trọng với các cổ đông, những người bổ nhiệm ban lãnh đạo để theo dõi các hoạt động của công ty. Vì các công ty tài chính có thể thu được nhiều lợi ích cá nhân từ tài sản lưu động như các khoản tiền phải thu, các khoản tiền và tương đương tiền..., do đó khi các công ty tài chính có xu hướng giữ tiền mặt cao
5.2. Khuyến nghị
Từ nghiên cứu này, tác giả có thể rút ra được một số giải pháp hữu ích cho các quyết định của doanh nghiệp, cung cấp điều kiện để các ban lãnh đạo có những giải pháp đúng đắn và kịp thời.
Với các công ty tài chính nói riêng và các doanh nghiệp trong nước nói chung, yếu tố nhân lực là một trong những yếu tố quan trọng nhất trong việc phát triển doanh
nghiệp. Không một doanh nghiệp nào có thể tồn tại nếu không có nguồn nhân lực đáp
ứng được sự hoạt động và vận hàng của bộ máy công ty.
Qua nghiên cứu trên cho thấy các thành viên nữ và nước ngoài trong ban lãnh đạo đều có ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Do đó, bên cạnh việc đưa ra các chính sách kinh doanh phù hợp việc đẩy mạnh số lượng các thành viên nữ và nước ngoài nên được coi trọng và cần thiết trong việc tuyển dụng nhân sự cho doanh nghiệp, các doanh nghiệp nên chú trọng và đầu tư vào nhân lực.
Thứ hai, tăng cường kiểm tra hệ thống ban lãnh đạo, các ban lãnh đạo cần có đủ
trình độ và năng lực để quản trị và đưa ra các giải pháp, chính sách một cách nghiêm túc và phù hợp đến các nhân viên cấp dưới. Vì dù có cẩn thận đến mấy sẽ có lúc doanh nghiệp gặp phải những rắc rối trong việc quản lý tiền mặt. Khi đó, doanh nghiệp cần có những giải pháp hiệu quả để kịp thời khắc phục vấn đề khó khăn. Có
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG ANH
1.Aitzaz Ahsan Alias Sarang, Nicolas Aubert & Xavier Hollandts (2017). “Board of Director’s Composition and Corporate Cash Holdings: Evidence from French
Listed Companies”, AFFI International Conference 2017.
2.Renée B. Adams, Benjamin E. Hermalin & Michael S. Weisbach (March 2010).
“Journal of Economic Literature”, Vol. 48, No. 1, pp. 58 - 107.
3.Yu Liu, Mihail K. Miletkov, Zuobao Wei & Tina Yang (December 2014). “Board Independence and Firm Performance in China”, Journal of Corporate Finance.
4.Mariateresa Torchia, Andrea Calabrò & Morten Huse (2011). “Women Directors on Corporate Boards: From Tokenism to Critical Mass”, Journal of Business Ethics 102, pp. 299 - 317.
5.Ikueze Evelyn Nkem & Egungwu Ngozi Ursula (2017). “Coporate Governance and cash holdings of manufacturing companies in Nigeria”.
6.Yrd.Doẹ.Dr.Nida Abdioglu. “Coporate cash holdings and coporate governance quality in Turkey”, Journal of Management Economics and Business.
7.Corina Pastor & Paulo Gama (2013). “Determinant Factors of Cash Holdings: Evidence from Portuguese SMEs”, International Journal of Business and Management, Vol. 8, No. 1.
8.Veronica Natassya Limanta & Mariana Ing Malelak. “Factors Affecting Corporate Cash Holding of Financial Sector Companies (Non Bank) Listed in Indonesian Stock Exchange Period 2010 - 2015”.
9.Mohsin Shabir, Shujahat Hashmi & Ghulam Mujtaba Chaudhary (January 2016). “Determinants of corporate cash holdings in Pakistan”, International Journal
of Organizational Leadership 5.
11. Enyew Alemaw Mesfin (March, 2016). “The Factors Affecting Cash Holding Decisions of Manufacturing Share Companies in Ethiopia”, International
Journal of
Advanced Research in Management and Social Sciences, Vol. 5, No. 3.
12. Atif Kafayat, Khalil Ur Rehman, Farooq M. “Factors Affecting Corporate Cash
Holding of Non-Financial Firms in Pakistan”, AUDffi, Vol. 10, no. 3, pp. 35- 43
13. A. Herlambang, W. Ria Murhardi & D. Cendrati (2019). “Factors affecting company’s cash holding”, Advances in Social Science, Education and
STT MC
K Tên công ty
Γ- AGR CTCP Chứng khoán Agribank 2 APG CTCP Chứng khoán APG
3 BI
C Tổng CTCP Bảo hiểm Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam
4 BI
D
Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam 5 BMI Tổng CTCP Bảo Minh
6 BSI CTCP Chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam Tập đoàn Bảo Việt
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO TIẾNG VIỆT
1.Phạm Tiến Mạnh và Nguyễn Thanh Phương (2018). “The relationship between board of directors and cash holding - Empirical Research in listed firms on Vietnam
Stock Exchange”, International Journal of Advanced Engineering and Management
Research, Vol. 3 Issue 3.
2.Nguyễn Thị Uyên Uyên và Từ Thị Kim Thoa (2014). “Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam”,
Tạp chí kinh tế và hội nhập. 14 (24).
3.Nguyễn Như Quỳnh (2014). “Các nhân tố tài chính tác động đến việc nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam”, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.
4.Âu Thùy Linh (2019). “Những yếu tố tài chính ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền
mặt của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam”, Trường Đại học Kinh tế TP.
Hồ Chí
Minh.
5.Mai Thanh Giang (2017). “Các yếu tố tài chính ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng niêm yết tại Việt
Nam”, Tạp
chí kinh tế & Quản trị kinh doanh số 01 (03), Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí
Minh.
1
PHỤ LỤC 1
8 CTG Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam
9 CTS CTCP Chứng khoán Ngân hàng Công thương Việt Nam 10 EIB Ngân hàng TMCP Xuất khẩu Việt Nam