CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả nghiên cứu
4.2.1 Kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt
Luận văn thực hiện kiểm tra sự tự tương quan bậc 02 và sự phù hợp của các biến công cụ mà luận văn dùng trong phương pháp GMM nhằm khắc phục hiện tượng nội sinh. Để làm được điều này luận văn sử dụng lần lượt kiểm định AR(2) và Hansen để kiểm tra. Trong đó giả thuyết H0 của hai kiểm định này là khơng có sự tự tương quan bậc 02 và các biến công cụ phù hợp (không tương quan với sai số của mơ hình phân tích). Qua bảng kết quả 4.3 cho thấy giá trị p – value của kiểm định AR(2) và Hansen bằng 0.113 và 0.386 đều lớn hơn mức ý nghĩa 10%. Vì thế, luận văn không thể bác bỏ giả thuyết H0 của hai kiểm định này. Nói cách khác, mơ hình nghiên cứu sau khi dùng phương pháp GMM thì khơng cịn tự tương quan bậc hai và các biến công cụ sử dụng để giải quyết nội sinh thì khơng tương quan với sai số của mơ hình. Vì thế, kết quả mà luận văn thu được trong bảng 4.3 là đáng tin cậy và có thể dùng để thảo luận cũng như phân tích.
Dựa vào kết quả trong bảng 4.3 đối với ảnh hưởng các yếu tố đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp phi tài chính được sử dụng trong luận văn, có thể thấy rằng hệ số của biến CASHt là 0.3381 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng tỷ lệ tiền mặt ở năm trước sẽ làm thúc đẩy động cơ để nắm giữ tiền mặt của các công ty ở trong năm nay. Điều này ngụ ý rằng tỷ lệ tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty ở năm trước tăng 1% sẽ làm cho tỷ lệ tiền mặt được nắm giữ trong cơ cấu tài sản bởi các công ty ở năm nay tăng 0.3381%. Kết quả này tương tự với phát hiện mà các nghiên cứu trước đây tìm thấy cụ thể là Orlova và Rao (2018). Hơn thế nữa, có thể thấy rằng hệ số hồi quy của biến CASHt là 0.3381 cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh tiền mặt của các doanh nghiệp có trong mẫu nghiên cứu đạt 0.6619 (bằng 1- hệ số hồi quy). Giá trị tốc độ điều chỉnh tiền mặt cho thấy rằng thu hẹp 33.81% khoảng cách giữa giá trị tiền mặt thực tế và
tiền mặt tối ưu của các công ty trong vịng 01 năm. Nói cách khác, các cơng ty phi tài chính niêm yết trên hai sàn giao dịch HOSE và HNX có trong mẫu nghiên cứu cần khoảng 0.64 năm (tương đương với 07 tháng 20 ngày) để điều chỉnh tiền mặt thực tế về mức tiền mặt tối ưu của các công ty. Tốc độ điều chỉnh của các doanh nghiệp ở Việt Nam có trong mẫu nghiên cứu hướng về mức tiền mặt tối ưu tương đối cao hơn so với tốc độ điều chỉnh của các công ty ở các quốc gia khác. Chẳng hạn như Rehman và Wang (2015) cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh tiền mặt tối ưu hằng năm đạt khoảng 0.45 đối với mẫu các công ty ở Trung Quốc. Dittmar và Duchin (2011) tìm thấy tốc độ điều chỉnh tiền mặt tối ưu hằng năm của các công ty ở Mỹ dao động trong khoảng 0.29 đến 0.43. Thậm chí trong nghiên cứu của Guney và các cộng sự (2003) phát hiện thấy tốc độ điều chỉnh tiền mặt tối ưu của Pháp, Đức, Anh và Nhật Bản lần lượt đạt 0.558, 0.556, 0.602 và 0.561. Một trong các lời giải thích phù hợp cho giá trị cao hơn của tốc độ điều chỉnh tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam là vì chi phí điều chỉnh tiền mặt hướng về mức tiền mặt tối ưu tương đối cao và do đó các cơng ty sẽ duy trì tỷ lệ tiền mặt trong thời gian nhất định (Ozkan và Ozkan, 2004).
Bảng 4.3 Ảnh hưởng của các yếu tố đến nhu cầu nắm giữ tiền mặt của các cơng ty phi tài chính trong mẫu nghiên cứu
CASHt+1 Kỳ vọng về
dấu hồi quy HỆ SỐ
CASHt + 0.3381 (21.22) *** SIZEt + 0.0024 (2.96) ***
(0.76) CFt +/- -0.0454 (-4.84) *** RDt + -0.0223 (-2.56) ** CAPEXt +/- -0.0976 (-7.83) *** LEVt +/- -0.0233 (-3.34) *** DIVIDENDt +/- 0.0139 (8.19) *** NWCt - 0.0112 (1.93) * HỆ SỐ CHẶN -0.0146 (-0.57)
KIỂM ĐỊNH SAU ƯỚC LƯỢNG
AR(1) 0
AR(2) 0.113
HANSEN 0.386
CASH là tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp được tính bởi tỷ lệ tiền và các khoản tương đương tiền trên tổng tài sản ròng; TOBINQ là cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp được đo lường bởi tỷ lệ giá trị thị trường của doanh nghiệp trên giá trị sổ sách của doanh nghiệp, SIZE là quy mơ doanh nghiệp được tính bởi logarithm tự nhiên của tổng tài sản, CF là dòng tiền của doanh nghiệp được tính bởi tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trước lãi vay trên tổng tài sản; NWC là vốn ln chuyển rịng được tính bởi tỷ lệ chênh lệch giữa tài sản ngắn hạn và nợ ngắn hạn trừ tiền và các khoản tương đương tiền trên trên tổng tài sản; CAPEX là chi tiêu vốn được đo lường bởi các
khoản chi mua máy móc thiết bị của doanh nghiệp trên tổng tài sản; LEV là địn bẩy tài chính được tính bởi tổng vay ngắn hạn và vay dài hạn trên tổng tài sản; IND_CF là mức độ biến động dịng tiền ngành được tính bởi mức độ động của dịng tiền của các công ty trong ngành nghề kinh doanh; RD là chi phí nghiên cứu và phát triển được đo lường bởi tỷ lệ chênh lệch doanh thu thuần và giá vốn hàng bán trên doanh thu thuần; DIV là biến giả chi trả cổ tức với các công ty chi trả cổ tức biến giả bằng 1 và ngược lại bằng 0; ACCQ thể hiện giá trị thương vụ mua lại và sáp nhập được tính bởi tỷ lệ giá trị thương vụ mua lại và sáp nhập trên tổng tài sản. Kiểm đinh AR(1) và AR(2) thể hiện p-value tương ứng cho kiểm định tự tương quan bậc 01 và bậc 02 trong đó giả thuyết H0: khơng có tự tương quan; kiểm định Hansen thể hiện giá trị p-value cho kiểm định sự phù hợp của các biến công cụ với giả thuyết H0: các biến công cụ không tương quan với sai số mơ hình. Bên cạnh đó *, ** và *** phản ánh mức ý nghĩa thống thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Kết quả định lượng từ Stata 13 của học viên.
Hệ số hồi quy của biến SIZE của các công ty bằng 0.0024 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng các cơng ty có quy mơ càng lớn thì sẽ càng nắm giữ nhiều tiền mặt trong cơ cấu tài sản hơn so với các công ty nhỏ. Cụ thể khi quy mô của cơng ty tăng 1% thì sẽ làm tăng mức tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty lên 0.0024%. Phát hiện này tuy trái ngược với các phát hiện của các nghiên cứu trước đây như Ferreira và Vilela (2004), Drobetz và Gruninger (2007), Harford, các cộng sự (2008), De’Mello và các cộng sự (2008) và Orlova và Rao (2018) cũng như kỳ vọng của luận văn được thiết lập trong chương 03, nhưng vẫn tương đồng với các bằng chứng mà Opler và các cộng sự (1999), Han và Qiu (2006), Saddour (2006), Bates và Kahle (2009), Kim và các cộng sự (2011), Ogundipe và các cộng sự (2012), Pastor và Gama (2013), Almazari (2014), Guizani (2017) tìm thấy. Có thể giải thích kết quả này như là các doanh nghiệp có quy mơ lớn thường sẽ phân tán cổ đơng cao hơn so với các cơng ty có quy mơ nhỏ, điều này dẫn đến sức mạnh của quyền quản lý gia tăng đáng kể hơn. Cho nên, các nhà quản lý của công
cơng ty để tối đa hóa các lợi ích cá nhân của chính các nhà quản lý. Điều này phù hợp với sự kỳ vọng của lý thuyết dòng tiền tự do.
Hệ số hồi quy của biến CF của các cơng ty bằng -0.0454 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng các cơng ty có dịng tiền càng cao thì sẽ càng nắm giữ ít tiền mặt trong cơ cấu tài sản của các doanh nghiệp hơn so với các doanh nghiệp có dòng tiền thấp. Cụ thể khi dòng tiền tăng 1% thì sẽ làm giảm mức tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty xuống khoảng 0.0454%. Kết quả phù hợp với sự kỳ vọng của lý thuyết đánh đổi và cũng tương đồng với bằng chứng mà Kim và cộng sự (2011) và Orlova và Rao (2018) tìm thấy trước đó. Kết quả này được giải thích là dịng tiền được giả định là một nguồn thay thế khác nhưng có tính thanh khoản cao hơn và có thể giúp cho các nhà quản lý thoát khỏi các ràng buộc tài chính mà thị trường vốn áp đặt cho các công ty (Hardin và các cộng sự, 2009). Bởi vì dịng tiền có thể được sử dụng trong một số trường hợp doanh nghiệp thiếu hụt tiền mặt, do đó, sẽ có tương quan ngược chiều với nhu cầu nắm giữ tiền mặt (Kim và các cộng sự, 2011).
Hệ số hồi quy của biến RD của các cơng ty bằng -0.0223 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này cho thấy rằng các cơng ty có chi phí nghiên cứu và phát triển càng cao thì sẽ càng nắm giữ ít tiền mặt trong cơ cấu tài sản của các công ty hơn so với các doanh nghiệp có chi phí đầu tư cho nghiên cứu và phát triển thấp. Cụ thể khi chi phí nghiên cứu và phát triển của cơng ty tăng 1% thì sẽ làm giảm mức tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty xuống khoảng 0.0233%. Phát hiện này phù hợp với bằng chứng mà Orlova và Rao (2018) tìm thấy. Tuy rằng kết quả có phần trái ngược với lập luận ban đầu mà luận văn đã trình bày trong chương 03, nhưng có thể giải thích rằng khi tiền mặt chính là khoản dùng để chi trả cho các khoản có liên quan đến nghiên cứu và phát triển, do đó, khi các cơng ty càng đầu tư nghiên cứu và phát triển càng nhiều thì sẽ làm giảm lượng tiền mặt khả dụng của công ty.
Hệ số hồi quy của biến CAPEX của các cơng ty bằng -0.0976 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này cho thấy rằng các cơng ty có chi tiêu vốn càng cao thì sẽ càng nắm giữ ít tiền mặt trong cơ cấu tài sản của các công ty hơn so với các cơng ty có chi tiêu vốn thấp. Cụ thể khi chi tiêu vốn của cơng ty tăng 1% thì sẽ làm giảm mức tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty xuống khoảng 0.0976%. Kết quả này phù hợp với sự kỳ vọng của lý thuyết đánh đổi cũng như tương đồng với bằng chứng mà Opler và các cộng sự (1999), Bates và các cộng sự (2009), Guizani (2017), Orlova và Rao (2018) tìm thấy. Do chi tiêu vốn thường là kết quả của việc tạo ra nhiều tài sản mới hoặc nâng cấp tài sản của công ty, mà các tài sản này thường được đánh giá là các tài sản thế chấp của các công ty, do đó, có thể cải thiện khả năng vay mượn của công ty (Kim và các cộng sự, 2011). Kết quả là các cơng ty sẽ có thể tiếp cận với các khoản vay nợ của ngân hàng và sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn.
Hệ số hồi quy của biến LEV của các cơng ty bằng -0.0233 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng các cơng ty có tỷ lệ địn bẩy càng cao thì sẽ càng nắm giữ ít tiền mặt trong cơ cấu tài sản của doanh nghiệp hơn so với các doanh nghiệp có tỷ lệ địn bẩy thấp. Cụ thể khi tỷ lệ địn bẩy của cơng ty tăng 1% thì sẽ làm giảm mức tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty xuống khoảng 0.0233%. Phát hiện này tương tự với một số nghiên cứu trước đây như Kim và các cộng sự (1998), Opler và các cộng sự (1999), Ferreira và Vilela (2004), Ozkan và Ozkan (2004), Guizani (2017). Có thể giải thích kết quả này như là đòn bẩy là một chỉ tiêu cho thấy khả năng tiếp cận với các nguồn vốn bên ngoài của doanh nghiệp (D’Mello và các cộng sự, 2008). Do đó, một cơng ty có tỷ lệ địn bẩy cao thì sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn do khả năng vay mượn của họ tốt.
Hệ số hồi quy của biến DIVIDEND của các công ty bằng 0.0139 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy rằng các doanh nghiệp có chi trả cổ tức thì sẽ càng nắm giữ nhiều tiền mặt trong cơ cấu tài sản hơn so với các cơng ty khơng có chi trả
cổ tức. Cụ thể khi các cơng ty có chi trả cổ tức sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn so với các công ty không chi trả khoảng 0.0139. Phát hiện này tương tự với một số nghiên cứu trước đây như Dittmar và các cộng sự (2003), Nguyen (2005), Drobetz - Gruninger (2007). Kết quả này có thể được giải thích là các doanh nghiệp chi trả cổ tức thì thường sẽ có lượng tiền mặt khả dụng tương đối thấp và sẽ không đủ để tài trợ cho các dự án đầu tư có tỷ suất sinh lợi. Cho nên, các doanh nghiệp này sẽ thường nắm giữ nhiều tiền mặt để tránh việc phải tiếp cận với các nguồn tài trợ bên ngồi với chi phí tương đối cao hoặc bỏ qua những dự án đầu tư có sinh lời cao.
Hệ số hồi quy của biến NWC của các cơng ty bằng 0.0112 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này cho thấy các cơng ty càng có tỷ lệ vốn ln chuyển rịng càng cao thì sẽ càng nắm giữ nhiều tiền mặt trong cơ cấu tài sản so với các doanh nghiệp có tỷ lệ vốn ln chuyển rịng thấp hơn. Cụ thể khi càng có tỷ lệ vốn luân chuyển rịng tăng 1% thì sẽ làm cho tỷ lệ tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty tăng 0.0112%. Phát hiện này tương tự với một số nghiên cứu trước đây như Orlova và Rao (2018).
Ngoài ra hệ số hồi quy của các yếu tố cịn lại như TOBINQ, đều khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.