Pooled OLS FEM REM
(2) (3) (4)
Debtmaturity Debtmaturity Debtmaturity
Leverage -0.022 -0.0003 -0.001 [0.014] [0.014] [0.013] CashHolding -0.189*** -0.096*** -0.114*** [0.033] [0.033] [0.031] PB -0.025*** -0.015*** -0.014*** [0.004] [0.004] [0.004] AssetMaturity 0.000003 -0.000005 -0.0000004 [0.000] [0.000] [0.000] Size -0.282*** 0.040 -0.097 [0.071] [0.143] [0.100] Size2 0.006*** 0.001 0.003 [0.001] [0.003] [0.002] Volatility -0.270*** 0.058 -0.017 [0.043] [0.048] [0.045] Capex 0.865*** 0.253*** 0.348*** [0.063] [0.041] [0.041] Constant 3.375*** -1.704 0.573 [0.963] [1.935] [1.358] Observations 2,439 2,439 2,439 R-squared 0.254 0.113 0.10 Number of Identify 483 483 Prob > F 0.000 0.000 0.000 Hausman test 163.35 0.000
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Nguồn: Tác giả tính tốn trên phần mềm STATA 15.0
Tác giả thấy rằng mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là tương quan âm và có ý nghĩa trong tất cả các mơ hình trong Bảng 4.2. Từ kết quả này và kết quả bảng 4. 3 có thể đưa ra kết luận mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là mối quan hệ ngược chiều nhau và tác động lẫn nhau. Kết luận này ngược lại so với nghiên cứu của (Harford, Klasa et al. 2014), (Brick and Liao 2017). Hệ số nắm giữ tiền mặt là -0.096 với mức ý nghĩa 1% trong mơ hình FEM. Sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong nắm giữ tiền mặt dẫn đến giảm 0.096% trong tỷ lệ dài hạn. Hệ số tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là -0.015 với ý nghĩa ở mức 1%. (Myers 1977) cho rằng các cơng ty có thể giảm thiểu vấn đề đầu tư dưới mức bằng cách rút ngắn thời gian đáo hạn nợ. Các nhà nghiên cứu đã sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách như là một đại diện cho các cơ hội đầu tư trong tương lai. Nghĩa là cơng ty có nhiều cơ hội tăng trưởng thì nghiêng về sử dụng cấu trúc nợ ngắn hạn hơn và giảm nợ dài hạn theo kết quả của Barclay và Smith (1995), Stohs và Mauer (1996). Hệ số của biến chi tiêu vốn (Capex) tương quan dương với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng nợ với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy chi cho tài sản cố định càng nhiều thì doanh nghiệp cấu trúc vốn của doanh nghiệp sẽ nghiêng về nợ dài hạn. Các biến kiểm sốt cịn lại trong mơ hình kỳ hạn nợ khơng có tác động rõ ràng.
4.3 Kết quả hồi quy phương trình đồng thời:
Trong Bảng 4.1 và 4.2, tác giả đã hồi quy biến nắm giữ tiền mặt hoặc kỳ hạn nợ như là biến kiểm sốt của mơ hình. Tuy nhiên, trong mơ hình hồi quy bình phương nhỏ nhất bình phương (Pooled OLS), FEM và REM khơng thể khắc phục được hiện tượng nội sinh. Theo Blundell và Bond (1998) cho rằng mơ hình GMM hệ thống (System GMM) sẽ khắc phục tốt nhất hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện tượng nội sinh trong việc lựa chọn mơ hình.
Bảng 4.3 hồi quy phương trình đồng thời bằng phương pháp System GMM trong đó nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ được xác định nội sinh. Mơ hình (1) trình bày các hệ số hồi quy khi nắm giữ tiền mặt là biến phụ thuộc. Mơ hình (3) hồi quy khi sử dụng biến đại diện cho kỳ hạn nợ làm biến phụ thuộc.
Trong hồi quy (1) nắm giữ tiền mặt, tác giả bao gồm độ trễ của việc nắm tiền mặt để điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt về mức cân bằng. Cịn trong mơ hình (2) hồi quy về kỳ hạn nợ tác giả đưa thêm biến bình phương quy mơ cơng ty và loại bỏ tỷ lệ chi trả cổ tức ra khỏi hồi quy.
Bảng 4.3: Hồi quy khi ước tính một hệ phương trình bằng phương pháp System GMM System GMM System GMM (1) (2) CashHolding DebtMaturity Lag Cash 0.484*** - [0.096] DebtMaturity -0.104** - [0.048] PB -0.012 -0.044*** [0.014] [0.011] Size 0.001 -0.145 [0.003] [0.093] Leverage -0.026** -0.208*** [0.013] [0.032] Dividend 0.407 [0.456] Capex 0.614** 1.800*** [0.287] [0.475] IndustrySigma -0.073 -0.610* [0.253] [0.313] Lag DebtMaturity 0.607*** [0.052] CashHolding -0.373*** [0.122] Size2 0.003* [0.002]
Constant 0.027 1.928 [0.090] [1.266] Observations 2,356 2,356 Number of Identify 481 481 P-value AR(2) 0.569 0.129 Hansen test 16.28 15.55 (0.434) (0.213)
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Nguồn: Tác giả tính tốn trên phần mềm STATA 15.0
Trong mơ hình (1) của Bảng 4.3, cũng cho kết quả tương tự như Bảng 4.1 và 4.2 là kỳ hạn nợ tương quan âm với việc nắm giữ tiền mặt. Kết quả này ngược lại so với nghiên cứu của Harford, Klasa và Maxwell (2014), (Brick and Liao 2017). Về mặt lý thuyết, khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ dài hạn càng cao thì có thể đối mặt với gia tăng chi phí vay trong tương lai và đồng thời rủi ro tái tài trợ nguồn vốn càng cao. Chính vì vậy mà doanh nghiệp nên nắm giữ tiền mặt nhiều để làm công cụ phòng ngừa rủi ro hiệu quả. Tuy nhiên, kết quả mẫu tại Việt nam khơng sử dụng tiền mặt như cơng cụ phịng ngừa rủi ro khi đối diện với rủi ro tái tài trợ và khi doanh nghiệp rơi vào tình trạng khó khăn thì lượng tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ sẽ giảm. Bên cạnh đó, hệ số tỷ lệ địn bẩy là -0.026 với mức ý nghĩa 5% tuy nhiên mức độ tác động không cao. Cụ thể là 5% gia tăng địn bẩy thì làm giảm 0.026% tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng do nợ có thể làm giảm rủi ro đạo đức và kinh hoạt, lý thuyết đánh đổi cũng lập luận khi doanh nghiệp có tỷ lệ địn bẩy cao nghĩa là vay nợ nhiều thì sẽ giảm dự trữ tiền mặt vì áp lực trả lãi và vốn vay lớn. Ngoài ra, kết quả hồi quy nắm giữ tiền mặt còn đưa ra mối quan hệ với chi tiêu vốn (Capex) là tương quan dương với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Opler và cộng sự (1999) cho rằng các công ty chi tiêu vốn cao sẽ giữ tiền mặt nhiều để phòng ngừa rủi ro cho việc khơng đủ nguồn lực tài chính để chi cho tài sản cố định. Các yếu tố khác trong mơ hình nắm giữ tiền mặt như cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chi trả cổ tức, biến động dịng tiền trung bình ngành đối với mẫu doanh nghiệp ở Việt nam
kiểm định Hansen test là 0.434 ( > 0.1) nên việc sử dụng biến công cụ là phù hợp trong ước lượng mơ hình nắm giữ tiền mặt.
Đối với mơ hình (2) kỳ hạn nợ trong Bảng 4.3, kết quả giữa mối quan hệ giữa tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là tương quan âm vẫn không đổi so với các mơ hình hồi quy trước. Hệ số của tỷ lệ đòn bẩy -0.208 với mức ý nghĩa 1% hàm ý rằng khi tỷ lệ đòn bẩy tăng 1% thì huy động tài trợ từ vay nợ dài hạn sẽ giảm 0.208% và ngược lại. Kết quả này có thể được giải thích các cơng ty sử dụng địn bẩy lớn sẽ làm tăng chi phí sử dụng vốn vay nên gia tăng rủi ro tái tài trợ từ đó dẫn đến khó tiếp cận với nguồn vốn từ bên ngoài đặc biệt là nợ dài hạn làm giảm tỷ lệ nợ dài hạn trong tổng nợ. Hệ số tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là tương quan âm với kỳ hạn ở với ý nghĩa ở mức 1%. Nghĩa là cơng ty có nhiều cơ hội tăng trưởng thì nghiêng về sử dụng cấu trúc nợ ngắn hạn hơn và giảm nợ dài hạn theo nghiên cứu của Barclay và Smith (1995), Stohs và Mauer (1996), (Brick and Liao 2017). Hệ số biến động dịng tiền trung bình ngành là -0.610 với mức ý nghĩa 10%, có nghĩa là các cơng ty có biến động dịng tiền cao hơn thì ít vay nợ dài hạn. Biến động dòng tiền cao thì mức độ rủi ro dịng tiền của doanh nghiệp càng tăng. Tuy nhiên cũng theo kết quả mơ hình tiền mặt mẫu các doanh nghiệp ở Việt Nam thì các cơng ty s giảm nắm giữ tiền mặt vì lý do chi phí cơ hội cao. Vì vậy trong mẫu nghiên cứu này khi biến động dịng tiền ngành tăng thì sẽ dùng nguồn tài trợ ngắn hạn để bù đắp biến động này. Mặc dù biến Size khơng có ý nghĩa thống kê, nhưng biến Size2 có tác động dương với tỷ lệ nợ dài hạn với mức ý nghĩa 10%.
4.4 Hồi quy theo phân loại cơng ty hạn chế tài chính
Bài nghiên cứu tiếp tục kiểm định xem có mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ đối với các cơng ty bị hạn chế về tài chính và khơng bị hạn chế về tài chính. Dựa vào quy mô công ty tác giả chia thành hai mẫu: cơng ty hạn chế tài chính và cơng ty khơng hạn chế tài chính.
Bảng 4.4: Phân loại cơng ty hạn chế tài chính Bottom 30% Total Asset Top 30% Total Asset Bottom 30% Total Asset Top 30% Total Asset (1) (2) (3) (4)
Cashholding Cashholding Debtmaturity Debtmaturity
Lag Cash 0.535*** 0.785*** [0.114] [0.087] DebtMaturity -0.111* -0.044 [0.061] [0.037] Dividend 0.060 -0.251 [0.106] [0.159] PB 0.017 0.001 -0.006 -0.008 [0.011] [0.004] [0.014] [0.008] Leverage -0.031*** -0.027 -0.049*** -0.001 [0.012] [0.016] [0.013] [0.063] Capex -0.217 0.081 0.937*** 1.327*** [0.177] [0.128] [0.357] [0.299] IndustrySigma -0.067 -0.000 0.289 -1.675*** [0.280] [0.188] [0.358] [0.564] Lag Debtmaturity 0.483*** 0.597*** [0.075] [0.088] CashHolding -0.170* -0.256* [0.097] [0.140] Constant 0.075** 0.042 0.013 0.226*** [0.034] [0.031] [0.043] [0.076] Observations 735 735 735 735 P-value AR(2) 0.342 0.259 0.554 0.978 Hansen test 9.58 21.62 9.61 8.69 (0.888) (0.156) (0.294) (0.369)
Kết quả bảng 4. 4 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp System GMM cho hai mẫu phụ là các công ty bị hạn chế tài chính và khơng bị hạn chế tài chính phân loại theo quy mơ cơng ty. Tác giả tìm thấy mối tương quan ngược chiều nhau giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ ở cả các công ty hạn chế bị hạn chế tài chính. Cụ thể là, với mơ hình nắm giữ tiền mặt hệ số tương quan của kỳ hạn nợ là -0.111 với mức ý nghĩa 1%. Cịn với mơ hình kỳ hạn nợ hệ số tương quan của nắm giữ tiền mặt là – 0.17 cũng với mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên kết quả hồi quy đối với những công ty không bị hạn chế tài chính thì khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó, mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ chỉ được giải thích cho những cơng ty bị hạn chế tài chính trong mẫu, cịn những cơng ty khơng bị hạn chế tài chính mối quan hệ này là khơng rõ ràng. Ngoài ra, ảnh hưởng của các biến kiểm sốt trong mơ hình của hai mẫu phụ vẫn vững với mơ hình tồn mẫu trong bảng 4.3. Kiểm định Hansen- test trong bảng 4.4 có giá trị p- value đều lớn hơn 0.1 nên biến công cụ sử dụng trong phương pháp ước lượng System GMM là hoàn toàn phù hợp.
CHƯƠNG 5.CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Kết luận
Tác giả đã nghiên cứu mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ dựa trên mẫu 489 công ty được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh và Hà Nội trong 10 năm từ 2008-2017. Trong bài nghiên cứu này, bằng phương pháp hồi quy GMM System tác giả đưa ra bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh nghiệp là mối tương quan ngược chiều nhưng tác động qua lại lẫn nhau đặc biệt là ở các cơng ty bị hạn chế tài chính. Nghĩa là, đối với các doanh nghiệp ở Việt Nam khi tình hình cơng ty khó khăn thì cơng ty sẽ khó tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi đặc biệt là vay nợ dài hạn nên công ty sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại để tăng lượng tiền mặt nắm giữ phòng ngừa rủi ro. Sau đó, chúng tơi ước tính các mơ hình phương trình đồng thời bằng cách sử dụng GMM để đánh giá mức độ nội sinh của nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ và chúng tôi thấy rằng kết quả của chúng tôi vẫn giữ như kỳ vọng.
Bên cạnh đó, các yếu tố tác động lên việc nắm giữ tiền mặt ngồi kỳ hạn nợ như: địn bẩy tác động cùng chiều, chi tiêu vốn có tác động ngược chiều lên quyết định nắm giữ tiền mặt. Các yếu tố cịn lại như quy mơ cơng ty, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, chi trả cổ tức cũng như biến động dịng tiền trung bình ngành khơng có tác động rõ ràng lên việc nắm giữ tiền mặt ở Việt Nam. Đối với cấu trúc kỳ hạn nợ, các yếu tố tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, đòn bẩy cũng như biến động dịng tiền trung bình ngành tương quan âm với kỳ hạn nợ mà ở đây là tỷ lệ vay nợ dài hạn của doanh nghiệp. Ngược lại, chi tiêu vốn tác động cùng chiều với kỳ hạn nợ đối với các công ty đang niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam.
Khuyến nghị
Kết quả nghiên cứu trên cho thấy các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn sau khủng hoảng từ 2008-2017 có xu hướng nắm giữ tiền mặt để phịng ngừa rủi ro hơn là thay vì đi vay nợ. Tuy nhiên đó chỉ là phản ứng ngắn hạn với động cơ giao dịch và động cơ phòng ngừa rủi ro thanh khoản. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp ở Việt Nam hầu hết là ưu tiên sử dụng nợ ngắn hạn. Và hoạt động cho vay ngắn hạn cũng diễn ra phổ biến hơn cho vay dài hạn ở thị trường vốn vì rủi ro biến động lãi suất trong dài hạn ở các quốc gia đang phát triển như Việt Nam là tương đối cao. Ngoài ra, kỳ hạn nợ cũng bị ảnh hưởng bởi năng lực quản trị của doanh nghiệp, để hoàn thành nghĩa vụ trả lãi vay và nợ gốc cần phải có một chính sách quản trị hiệu quả. Vì vậy, mà các doanh nghiệp ở Việt Nam nên đưa ra mức nắm giữ tiền mặt tối ưu và cân đối việc sử dụng nợ vay để giúp doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro trong dài hạn.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT:
Nguyễn Thị Uyên Uyên & Từ Thị Kim Thoa (2017). “Ảnh hưởng của dòng tiền đến độ nhạy cảm tiền mặt nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính của các cơng ty Việt Nam” Tạp chí Phát triển Kinh tế, T. 28, S. 11 (2017).
Ngơ Văn Tồn & Phạm Thị Thu Hồng (2015). “Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam”. Tạp chí Cơng nghệ Ngân hàng, S. 115 (2015).
TÀI LIỆU TIẾNG ANH:
Acharya, V. V., Almeida, H., & Campello, M. (2007). Is cash negative debt? A hedging perspective on corporate financial policies. Journal of Financial Intermediation, 16(4), 515-554.
Almeida, H., et al. (2004). "The cash flow sensitivity of cash." The Journal of Finance 59(4): 1777-1804.
Barclay, M. J., Marx, L. M., & Smith Jr, C. W. (2003). The joint determination of leverage and maturity. Journal of corporate finance, 9(2), 149-167.
Bates, T. W., et al. (2009). "Why do US firms hold so much more cash than they used to?" The Journal of Finance 64(5): 1985-2021.
Brick, I. E. and R. C. Liao (2017). "The joint determinants of cash holdings and debt maturity: the case for financial constraints." Review of Quantitative Finance and Accounting 48(3): 597-641.
Cai, K., Fairchild, R., & Guney, Y. (2008). Debt maturity structure of Chinese companies. Pacific-Basin Finance Journal, 16(3), 268-297.
Denis, D. J. and V. Sibilkov (2009). "Financial constraints, investment, and the value of cash holdings." The Review of Financial Studies 23(1): 247-269.
Diamond, D. W. (1991). Monitoring and reputation: The choice between bank loans and directly placed debt. Journal of political Economy, 99(4), 689-721.
Diamond, D. W. (1993). Seniority and maturity of debt contracts. Journal of financial Economics, 33(3), 341-368.
Dittmar, A., et al. (2003). "International corporate governance and corporate cash holdings." Journal of Financial and Quantitative analysis 38(1): 111-133.
Erickson, T. and T. M. Whited (2000). "Measurement error and the relationship between investment and q." Journal of political economy 108(5): 1027-1057.
Faulkender, M. and R. Wang (2006). "Corporate financial policy and the value of