6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
2.7.2. Kiểm định lựa chọn mô hình
a. Kiểm định Hausman
Kiểm định nhằm xác định giữa 02 phƣơng pháp hồi quy FEM và phƣơng pháp hồi quy REM thì phƣơng pháp nào có hiệu quả hơn trong việc giải thích mối quan hệ giữa các biến. Để xác định vấn đề này bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman. Phƣơng pháp Kiểm định Hausman (Hausman, 1978)
đƣợc thực hiện với giả thuyết là các khác biệt trong hệ số hồi quy của REM và FEM không có tính hệ thống.
Khi kiểm định cho ra kết quả có Prob > Chi2 lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thuyết H0, khi đó mô hình REM là thích hợp hơn để giải thích cho mối tƣơng quan giữa các biến.
b. Kiểm định Time Fixed Effect
Kiểm định nhằm xác định giữa 02 phƣơng pháp hồi quy FEM và phƣơng pháp hồi quy Pooled OLS thì phƣơng pháp nào có hiệu quả hơn trong việc giải thích mối quan hệ giữa các biến. Để xác định vấn đề này bài nghiên cứu
sử dụng kiểm định Time fixed effect với giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số của mô hình FEM đều bằng 0.
Khi kiểm định cho ra kết quả có Prob > F lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thuyết , nghĩa là không có sự khác biệt giữa các đối tƣợng hoặc các thời điểm khác nhau, khi đó mô hình Pooled OLS là thích hợp hơn để giải thích cho mối tƣơng quan giữa các biến.
c. Kiểm định Breusch – Pagan Larganian multiplier (LM)
Kiểm định nhằm xác định giữa 02 phƣơng pháp hồi quy REM và phƣơng pháp hồi quy Pooled OLS thì phƣơng pháp nào có hiệu quả hơn trong việc giải thích mối quan hệ giữa các biến. Để xác định vấn đề này bài nghiên
cứu sử dụng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier (LM) với giả thuyết cho rằng chênh lệch giữa các đối tƣợng trong mô hình hồi quy là bằng 0, không có sự khác biệt trọng yếu nào giữa các quan sát.
Khi kiểm định cho ra kết quả có Prob > Chi2 lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thuyết , nghĩa là phƣơng pháp hồi quy REM là không hiệu quả và do đó phƣơng pháp hồi quy Pooled OLS nên đƣợc sử dụng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Trong chƣơng 2, tác giả đã trình bày các nhân tố ảnh hƣởng đến nắm giữ tiền mặt và các biến đại diện cho các nhân tố đó, với Lợi nhuận vốn cổ phần đƣợc tính theo mô hình CAPM là biến độc lập, các biến còn lại tác động đến nắm giữ tiền mặt là biến kiểm soát. Dựa vào mô hình gốc của Palazzo, tác giả đã đƣa ra mô hình nghiên cứu áp dụng cho Việt Nam cũng nhƣ lựa chọn mẫu và nguồn dữ liệu phù hợp với chế độ kế toán của Việt Nam. Tác giả đã lựa chọn chƣơng trình STATA để chạy mô hình và thực hiện các phƣơng pháp kiểm định giả thuyết của hồi quy Pooled OLS cũng nhƣ kiểm định so sánh lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp. Kết quả chạy mô hình và kết quả kiểm định sẽ đƣợc trình bày ở chƣơng 3.
CHƢƠNG 3
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1. THỐNG KÊ MÔ TẢ
Mẫu nghiên cứu đƣợc thu thập dƣới dạng dữ liệu bảng, bao gồm 117 công ty trong tất cả các ngành nghề (trừ các công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính và các công ty hoạt động công ích). Mẫu các công ty đƣợc lựa chọn ngẫu nhiên và các công ty đƣợc chọn phải đƣợc niêm yết vào thời điểm trƣớc 31/12/2008 và còn tiếp tục hoạt động đến sau 31/12/2014.
Việc phân loại các công ty đƣợc tiến hành dựa theo các ngành nghề đƣợc mô tả trong báo cáo thƣờng niên của các công ty và có trong quy định về các ngành nghề đƣợc phép kinh doanh tại Việt Nam. Các công ty trong mẫu đƣợc niêm yết trên các sàn chứng khoán HOSE và HNX tại Việt Nam từ năm 2010 đến năm 2014, trong đó có 61 công ty niêm yết trên sàn HOSE và 56 công ty niêm yết trên sàn HNX.
Bảng 3.1. Phân loại công ty theo ngành
Ngành Số lƣợng Tỷ trọng
Bất động sản 21 17.95%
Thiết bị điện – Điện tử - Viễn thông 8 6.84%
Dịch vụ 14 11.97% Vận tải 8 6.84% Dƣợc phẩm 3 2.56% Khai thác khoáng sản 7 5.98% Nông sản 10 8.55% Phân phối 20 17.09% Sách 5 4.27% Sản xuất 9 7.69% Thực phẩm 8 6.84% Thƣơng mại 4 3.42% Tổng cộng 117 100%
Với số lƣợng 117 công ty, bảng phân loại công ty theo ngành cho thấy số lƣợng các công ty phân bổ ở rất nhiều ngành khác nhau. Những ngành có số lƣợng công ty tập trung cao là các ngành bất động sản (17.95%), phân phối (17.09%), và dịch vụ (11.97%).
Từ các công ty trong mẫu, bài nghiên cứu tập hợp nhiều yếu tố ảnh hƣởng đến việc nắm giữ tiền của công ty nhằm đánh giá tác động của các yếu tố này đối với việc nắm giữ tiền. Các yếu tố này bao gồm giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng của công ty (BM), thay đổi trong lƣợng tiền nắm giữ so với năm trƣớc (Delta), lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng ( , dòng tiền từ hoạt động kinh doanh (CF), quy mô công ty (Size), nợ phát hành trong năm (NetDebt), số vốn cổ phần phát hành trong năm (NetEquity), chi tiêu vốn đầu tƣ trong năm (NetInv). Bảng 3.2 trình bày thống kê mô tả của các biến trong mô hình nghiên cứu.
Mean 0.097119 0.0481 0.005218 0.058288 -2.917 8.907699 -0.01303 0.011249 0.065804 Median 0.064525 0.100291 0.001423 0.04635 -2.90726 8.884104 -0.01631 0.005401 0.036518 Maximum 0.608338 0.854608 0.495264 1.789583 -1.56354 10.95657 0.969515 0.867459 1.965386 Minimum 0.000435 -0.72128 -0.37298 -0.3911 -5.15807 7.240707 -0.40307 -1.83565 -0.17638 57 Std. Dev. 0.095376 0.365186 0.078565 0.142061 0.311464 0.679782 0.074437 0.149184 0.116163 Skewness 1.775845 0.11845 0.805066 3.591878 -0.40927 0.180098 4.862302 -4.03665 8.683676 Kurtosis 3.691041 -0.67643 6.381538 38.702 5.797481 -0.0573 57.34213 47.88803 127.1164 Range 0.607903 1.575892 0.868246 2.180686 3.594526 3.715859 1.372584 2.703105 2.141765 Sum 56.81435 28.13836 3.052445 34.09869 -1706.45 5211.004 -7.62491 6.580562 38.49506 Observations 585 585 585 585 585 585 585 585 585
Thống kê mô tả cho thấy rằng hầu hết các biến có chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất là lớn, điều này thể hiện cho sự đa dạng trong lựa chọn mẫu của công ty và các công ty đƣợc lựa chọn ngẫu nhiên. Hầu hết các biến có giá trị độ lệch chuẩn là nhỏ. Một vài biến lệch trái hoặc lệch phải tuy nhiên số lƣợng quan sát lệch trái hoặc lệch phải là thấp và không ảnh hƣởng nhiều đến toàn bộ mẫu.
Đối với biến tỷ lệ tiền trên tổng tài sản, đồ thị tần suất có giá trị từ 0.04% đến 60.83%, giá trị trung bình là 9.71%. Tỷ lệ tiền trên tổng tài sản tập trung cao từ 0% đến 10%, điều này thể hiện rằng các doanh nghiệp tại Việt Nam không chú trọng đến việc giữ cơ cấu tài sản có tỷ lệ tiền cao.
FREQUENCY 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 1 CASH 2010 2011 2012 2013 2014
Biến lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng (Re) nằm trong khoảng -72.13% đến 85.46%, lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng bình quân là 4.81%. Điều này thể hiện xu hƣớng của thị trƣờng chứng khoán liên tục giảm điểm trong các năm vừa qua khiến các cổ phiếu niêm yết không đạt đƣợc tỷ suất sinh lời mong muốn.
Để xác định mối tƣơng quan của các biến có mặt trong mô hình trƣớc khi tiến hành thực hiện kiểm định, bài nghiên cứu tiến hành kiểm tra hệ số tƣơng quan của các biến trong mô hình thông qua ma trận hệ số tƣơng quan, kết quả đƣợc nêu trong Bảng 3.3.
CASH 1.0000 RE 0.0759 1.0000 DELTA 0.1849 0.1567 1.0000 CF 0.1741 -0.0113 -0.0476 1.0000 60 BM -0.2705 -0.3566 -0.0988 -0.1564 1.0000 SIZE -0.0249 0.0127 -0.0133 -0.0697 -0.1754 1.0000 NETEQUITY -0.0889 0.1849 0.0141 -0.1937 0.0549 0.0436 1.0000 NETDEBT 0.0110 0.0358 -0.0514 -0.6908 -0.0327 0.1014 -0.1528 1.0000 NETINV 0.0168 0.1083 -0.0079 0.0847 -0.1884 0.0444 0.0999 0.1634 1.0000
Bảng này cho thấy rằng, biến Tiền nắm giữ có tƣơng quan dƣơng với lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng, cho thấy rằng các công ty có lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng càng cao thì tiền nắm giữ trong cơ cấu tài sản của công ty càng lớn.
Đối với các biến kiểm soát, các biến này thể hiện hệ số tƣơng quan thấp, hai biến có hệ số tƣơng quan cao nhất là biến NetDebt và CF có hệ số tƣơng quan là (0.6908), đa phần các cặp biến có hệ số tƣơng quan dƣới 0.2, vài cặp biến có hệ số tƣơng quan gần nhƣ bằng 0 nhƣ là cặp biến NetInv cà Delta (0.0079), biến CF và Re (0.0113)… điều này cho thấy khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình là thấp. Tuy nhiên, khi thực hiện kiểm định Pooled OLS cho mô hình, bài nghiên cứu cũng sẽ tiến hành kiểm định tự tƣơng quan thông qua hệ số VIF để xác định liệu có xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến hay không nhằm khắc phục (nếu có) nhằm bảo đảm tính vững của mô hình.
3.2. KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH
3.2.1. Kết quả hồi quy và kiểm định các giả thiết của mô hình PooledOLS OLS
Hình 3.2. Kết quả hồi quy Pooled OLS a. Kiểm định phương sai thay đổi
Bảng 3.4. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Chi-Sq. Statistic
Prob.
28.55 0.0000 Kết quả kiểm định cho thấy rằng: Prob > Chi2 nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0: mô hình có không xuất hiện hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Từ đó đƣa ra kết luận có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong mô hình hồi quy.
b. Kiểm định tự tương quan
Bảng 3.5. Kết quả kiểm định tự tương quan
F (1,116) Prob.
39.729 0.0000 Kết quả kiểm định cho thấy rằng: Prob > F nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0: mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Từ đó đƣa ra kết luận mô hình hồi quy có xuất hiện hiện tƣợng tự tƣơng quan.
c. Kiểm định đa cộng tuyến (Hệ số VIF)
Bảng 3.6. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
CF 2.87 0.348903 NetDebt 2.85 0.350319 BM 1.43 0.701164 NetEquity 1.30 0.771244 Re 1.24 0.807573 Delta 1.23 0.815642 NetInv 1.06 0.943690 Size 1.05 0.949344 Mean VIF 1.63
Hệ số Mean VIF = 1.63 <10, và các VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy không tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.
Do tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi trong mô hình Pooled OLS, do đó ta sửng dụng mô hình hồi quy Pooled OLS Cluster theo năm để giá trị hồi quy có mức độ tin cậy cao hơn. Kết quả hồi quy Pooled OLS Cluster đƣợc nêu trong Hình 3.3:
3.2.2. Kết quả hồi quy mô hình Fixed Effect
Kết quả hồi quy theo FEM đƣợc nêu trong Hình 3.4:
3.2.3. Kết quả hồi quy mô hình Random Effect Kết quả hồi quy theo REM đƣợc nêu trong Hình 3.5:
3.2.4. Kiểm định lựa chọn phƣơng pháp hồi quy
Kết quả từng kiểm định Hausman, Time fixed effect, Breusch - Pagan Larganian để lựa chọn phƣơng pháp hồi quy đƣợc trình bày trong Phụ lục. Bảng 3.7 sẽ tổng hợp 3 kiểm định lựa phƣơng pháp hồi quy.
Bảng 3.7. Kết quả kiểm định lựa chọn phương pháp hồi quy
Phƣơng pháp Hausman Time fixed effect Breusch - Pagan
hồi quy Larganian
Các khác biệt trong Tất cả các hệ số Chênh lệch giữa hệ số hồi quy của của mô hình FEM các đối tƣợng REM và FEM đều bằng 0 trong mô hình hồi
H0 không có tính hệ quy là bằng 0
thống, hay mô hình REM chặt chẽ và hiệu quả hơn mô hình FEM
Kết quả Chi2(8) = 64.62 F(4;572) = 2.96 Chi2(1) = 419.60 P-value Prob > Chi2 = Prob>F = 0.0192 Prob>Chi2 =
0.0000 0.0000
Kết luận FEM thích hợp hơn FEM thích hợp REM thích hợp
hơn hơn
Kết quả kiểm định lựa chọn ở Bảng 3.7 cho thấy rằng phƣơng pháp hồi quy theo FEM là thích hợp để giải thích cho mô hình.
3.3. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH HỒI QUY MÔ HÌNH
Thực hiện hồi quy biến tiền nắm giữ của các công ty theo lợi nhuận và các biến giải thích khác theo mô hình ở mục 2.4 thông qua các phƣơng pháp hồi quy Pooled OLS, FEM và REM, ta thu đƣợc kết quả phân tích hồi quy: Tổng hợp
kết quả hồi quy từ 3 mô hình đƣợc nêu trong Bảng 3.8:
Bảng 3.8. Kết quả phân tích hồi quy từ 3 mô hình
Biến Pooled OLS FEM REM
C -0.0394676*** -0.3895978*** -0.0479948 RE -0.0116427 -0.0095361 -0.0114265 DELTA 0.2430048* 0.1333966* 0.1522296* CF 0.2536634** 0.2759737* 0.2757188* BM -0.0712042* -0.0437566* -0.0486978* SIZE -0.0092058** 0.039456*** -0.0005988 NETEQUITY 0.0812878 0.2290437* 0.2017154* NETDEBT 0.1983219** 0.2227167* 0.2236784* NETINV -0.0878264 -0.1250233* -0.1186422* R2 15.99% 21.56% 20.63% F-Statistic 13.70 15.8 129.39 Prob 0.0000 0.0000 0.0000
Ghi chú: *,**,*** tương ứng mức ý nghĩa thống kê tại 1%, 5%, 10% Kết
quả hồi quy thích hợp nhất là kết quả hồi quy theo FEM, phƣơng trình hồi quy đƣợc viết lại nhƣ sau:
Cash = -0.3895978 + 0.1333966Delta + 0.2759737CF
-0.0437566BM + 0.039456Size + 0.2290437NetEquity + 0.2227167NetDebt - 0.1250233NetInv
Lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng thu đƣợc kết quả không nhƣ dự báo, kết quả cho thấy rằng biến này không có ý nghĩa thống kê và không có ảnh hƣởng đối với quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp. Trái với các kết luận của Palazzo (2011), điều này cho thấy rằng, lợi nhuận chứng khoán kỳ vọng của các doanh nghiệp không có tác động đến tiền nắm giữ của các doanh nghiệp đối với các doanh nghiệp niêm yết tại thị trƣờng Việt Nam. Có thể giải thích kết quả này bằng nguyên nhân là do các nhà đầu tƣ tại thị trƣờng Việt Nam thƣờng áp dụng tâm lý bầy đàn và dễ bị thao túng, do đó lực đầu tƣ không phản ánh lại các cơ hội đầu tƣ trong tƣơng lai của công ty, do đó không ảnh hƣởng đến cấu trúc tài sản của các doanh nghiệp. Mặt khác, do hạn chế về số liệu đến năm 2014 vẫn còn nhiều công ty chƣa đƣợc kiểm toán do đó không thể cập nhật số liệu của các công ty đã đƣợc niêm yết. Và do chế độ kế toán của Mỹ và Việt Nam có sự khác nhau, tại Việt Nam tác giả không thể lấy đƣợc số liệu về dòng cổ tức trong tƣơng lai để tính Lợi nhuận vốn cổ phần kỳ vọng theo phƣơng pháp chiết khấu cổ tức, mà chỉ có thể tính Lợi nhuận vốn cổ phần kỳ vọng theo mô hình CAPM dựa theo nghiên cứu của Hossei, đây cũng có thể là một nguyên nhân khiến cho kết quả không đạt đƣợc nhƣ kỳ vọng so với bài nghiên cứu của Palazzo khi áp dụng tại Mỹ.
Thay đổi trong tiền nắm giữ của năm trƣớc có ý nghĩa thống kê và tƣơng quan dƣơng với tiền nắm giữ của các doanh nghiệp. Điều này trái với các lập luận của Almeida, Campello và Weisbach (2004) và Palazzo (2011) về tác động của thay đổi trong tiền nắm giữ của năm trƣớc đối với tiền nắm giữ của năm nay. Điều này cho thấy rằng tiền nắm giữ thay đổi càng nhiều trong kỳ trƣớc sẽ làm gia tăng tiền nắm giữ của kỳ này. Việc thay đổi trong tiền nắm giữ này có thể là một động thái để doanh nghiệp chuẩn bị cho các cơ hội đầu tƣ tƣơng lai.
Tỷ suất giữa dòng tiền thuần từ hoạt động sản xuất kinh doanh và tài sản có ý nghĩa thống kê và tƣơng quan dƣơng với tiền nắm giữ của các doanh nghiệp. Điều này phù hợp với lập luận của Almeida, Campello và Weisbach (2004) và Palazzo (2011) về việc kết quả hoạt động kinh doanh càng tốt thì lƣợng tiền nắm giữ càng cao vì các doanh nghiệp sẽ có xu hƣớng ƣu tiên sử dụng các nguồn tài trợ nội bộ để đầu tƣ cho các dự án trong tƣơng lai, dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh là nguồn thu chủ yếu và ổn định nhất đối với toàn bộ các doanh nghiệp, do đó, sự tăng giảm của chỉ tiêu này là có ảnh hƣởng quyết định đến khả năng nắm giữ tiền của doanh nghiệp. Dòng tiền càng lớn thì tiền tích lũy càng lớn. Kết quả hồi quy cho thấy rằng dòng tiền thuần từ hoạt động sản xuất kinh doanh càng lớn thì sẽ làm gia tăng tiền