CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
4.2. Kết quả thực nghiệm xem xét ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền đến CTV của
của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Với mục tiêu nghiên cứu ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền đến CTV của các doanh nghiệp Việt Nam. Ngoài ra để giải quyết những câu hỏi nghiên cứu đặt ra trong chương 1, tác giả dựa trên mẫu dữ liệu thu thập bao gồm 1020 quan sát theo năm của 204 doanh nghiệp Việt Nam được niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn từ năm 2014-2018.
Để tiến hành thực hiện hồi quy cho ra kết quả và đưa ra nhận xét cho toàn bộ mẫu và từng nhóm quan sát, tác giả tác giả phân thành 4 nhóm được sắp xếp theo thứ tự độ lớn của dòng tiền hoạt động: CFRANK1, CFRANK2, CFRANK3, CFRANK4. Để từ đó, tác giả mở rộng phạm vi nghiên cứu sự ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền đến CTV của từng nhóm doanh nghiệp Việt Nam. Dựa trên bảng kết quả tiến hành hồi quy mơ
hình, tác giả tiến hành phân tích và nhận xét.
Bảng 4.4: Bảng kết quả tổng hợp ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền đến CTV của các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam
Tên biến Tồn bộ mẫu CFRANK1 CFRANK2 CFRANK3 CFRANK4 INDTDM -0.010** (0.005) -0.039*** (0.005) 0.019** (0.009) 0.002 (0.008) 0.089*** (0.010) MB -0.220*** (0.008) -0.228*** (0.017) -0.124*** (0.019) -0.186*** (0.013) -0.153*** (0.014) TAN 0.016 (0.018) 0.097*** (0.032) 0.161*** (0.045) 0.100*** (0.038) 0.041 (0.036) PROF -0.840*** (0.046) -0.915*** (0.087) -0.817*** (0.101) -0.655*** (0.067) -0.824*** (0.084) SIZE 0.034*** (0.005) -0.024*** (0.006) 0.161*** (0.014) 0.070*** (0.013) 0.043*** (0.008) INF -0.239 (0.248) 0.696** (0.286) -0.924*** (0.200) -0.008 (0.422) 0.237 (0.223) CFV 0.380*** (0.065) -0.228*** (0.075) 0.251** (0.128) 0.986*** (0.156) -0.114 (0.145) Hằng số -0.110 (0.140) 1.611*** (0.190) -3.723*** (0.412) -1.264*** (0.286) -0.516** (0.240) F - test (pvalue) Prob > F = 0.0000 Prob >F= 0.0000 Prob >F= 0.0000 Prob >F= 0.0000 Prob >F= 0.0000
Hausman test (pvalue)
Prob > chi2= 0.0000 Prob > chi 2= 0.0002 Prob > chi 2= 0.0938 Prob > chi 2= 0.0044 Prob >chi 2= 0.0017 Wald test (pvalue) Prob > chi2= 0.0000 Prob > chi2 = 0.000 Prob >chi 2 = 0.000 Prob>chi2 =0.0000 Prob > chi 2= 0.000
Wooldridge test (pvalue)
Số quan sát 1020 255 255 255 255 Lưu ý: các giá trị *, **, ***, tương ướng đại diện cho mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5%, 1%.
Qua bảng kết quả tổng hợp trên, dựa trên kiểm định F-test với p-value = 0.0000 < 1%, nên bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Tác giả đưa ra kết luận rằng hồi quy bằng phương pháp FEM là phù hợp hơn so với hồi quy bằng phương pháp OLS trên toàn bộ mẫu và trên từng nhóm quan sát.
Qua bảng kết quả tổng hợp trên, dựa trên kiểm định Hausman – test với p-value = 0.0000 < 1%, nên bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Tác giả đưa ra kết luận rằng hồi quy bằng phương pháp FEM là phù hợp hơn so với hồi quy bằng phương pháp REM OLS trên tồn bộ mẫu và trên từng nhóm quan sát.
Từ hai kết luận này: Tác giả kết luận rằng mơ hình hồi quy theo phương pháp FEM là phù hợp nhất, tốt nhất so với phương pháp OLS và phương pháp REM trên toàn bộ mẫu và trên từng nhóm quan sát.
Qua bảng kết quả trên, dựa trên kiểm định Wald với p-value = 0.0000 < 1%, nên bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Tác giả kết luận rằng mơ hình hồi quy có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi trên tồn bộ mẫu và trên từng nhóm quan sát.
Qua bảng kết quả trên, dựa trên kiểm định Wooldridge với p-value = 0.0000 < 1%, nên bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1. Tác giả kết luận rằng mơ hình hồi quy có xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc nhất trên toàn bộ mẫu.
Từ bảng kết quả này, theo từng nhóm quan sát cho thấy rằng p-value của nhóm quan sát CFRANK3, CFRANK4 < 1%, là cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1 ở mức ý nghĩa 1%. Từ đó rút ra được kết luận rằng, mơ hình hồi quy có xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc nhất ở nhóm quan sát CFRANK3 và CFRANK4. Mặt khác, giá trị p-value của nhóm quan sát CFRANK1 và CFRANK2 > 1%, là cơ sở để chấp nhận giả thuyết H0 và bác bỏ giả thuyết H1, đồng nghĩa với kết quả rằng mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc nhất ở nhóm quan sát CFRANK1 và CFRANK2.
Tóm lại, dựa trên kết quả của hai kiểm định Wald và kiểm định Wooldridghe. Mơ hình hồi quy xảy ra hai vi phạm là hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
bậc nhất. Vì vậy, để khắc phục hai vi phạm này, tác giả tiến hành hồi quy mơ hình theo phương pháp FGLS.
Dựa trên bảng kết quả tổng hợp hồi quy bằng phương pháp FGLS trên toàn bộ mẫu, cho thấy rằng biến INDTDM có mối tương quan âm với tỷ lệ ĐTC của doanh nghiệp. Kết quả này trái ngược với kết quả trong nghiên cứu của Frank và Goyal (2009); Christopher Harris và Scott Roark (2017). Tuy nhiên, dựa trên kết quả hồi quy của từng nhóm quan sát. Các doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp nhất thì nợ trung bình ngành có mối tương âm với tỷ lệ ĐTC của doanh nghiệp và các doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động cao nhất có mối tương quan dương với tỷ lệ ĐTC của doanh nghiệp. Điều này được giải thích bởi vì các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ, dịng tiền hoạt động thấp khi xem xét vấn đề sử dụng nợ thì yếu tố nợ trung bình ngành khơng phải là yếu tố quan trọng làm cơ sở để các doanh nghiệp này đưa ra quyết định trong CTV. Những doanh nghiệp này có thể phát hành nợ và vay ngân hàng dựa trên nhu cầu tiền mặt ngay lập tức để đáp ứng nhu cầu cấp bách hiện tại. Đối với các doanh nghiệp có quy mơ lớn, dịng tiền hoạt động lớn thì khi quyết định sử dụng ĐTC thì họ xem nợ trung bình ngành là một thước đo, một cơ sở để điều chỉnh CTV hoặc có thể dựa trên tỷ lệ ĐTC của đối thủ cạnh tranh. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của Christopher Harris và Scott Roark (2017).
Những biến MB, PROF, SIZE đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%.
Biến giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (MB) có mối tương quan âm với tỷ lệ đòn bẩy trong CTV của doanh nghiệp. Khi xem xét trên tồn bộ mẫu thì mối tương quan âm này là mạnh mẽ nhất. Tuy nhiên, khi xem xét trên từng nhóm quan sát cho thấy rằng mối tương quan âm này có mức độ giảm dần khi dịng tiền hoạt động tăng dần. Điều này hồn tồn hợp bởi vì khi giá trị thị trường của doanh nghiệp lớn hơn giá trị sổ sách thì doanh nghiệp đã tăng trưởng nhiều, nên các doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động càng lớn thì có xu hướng giảm tỷ lệ ĐTC.
Biến khả năng sinh lời (PROF) có mối tương quan âm với tỷ lệ đòn bẩy trong CTV của doanh nghiệp. Điều này được giải thích bởi vì các doanh nghiệp hoạt động không
hiệu quả, khả năng sinh lời kém sẽ phải chấp nhận gia tăng sử dụng nợ để đáp ứng nhu cầu hoạt động và tiếp tục duy trì. Các doanh nghiệp này sẽ phải chịu áp lực chi phí sử dụng vốn rất lớn. Ở đây, các doanh nghiệp trong nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động thấp nhất sẽ sẵn sàng gia tăng sử dụng nợ mạnh mẽ nhất khi hoạt động khơng hiệu quả, những doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động lớn hơn mà hoạt động không hiệu quả sẽ gia tăng sử dụng nợ có cân nhắc và ít mạnh mẽ hơn so với nhóm doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp nhất. Ngồi ra, những doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động lớn nhất cũng có xu hướng gia tăng sử dụng nợ mạnh mẽ khi hoạt động không hiệu quả nhờ vào vị thế, uy tín trên thị trường. Qua đó, những nhận định này hồn tồn phù hợp với thị trường tài chính Việt Nam – nơi mà ngân hàng là nguồn cung vốn lớn nhất.
Kết quả của hai biến MB và PROF hoàn toàn phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của Frank và Goyal (2009); Christopher Harris và Scott Roark (2017) trên toàn bộ mẫu và theo từng nhóm quan sát.
Biến quy mơ doanh nghiệp (SIZE) có mối tương quan dương với tỷ lệ ĐTC trong CTV của doanh nghiệp trên tồn bộ mẫu quan sát và trong nhóm quan sát CFRANK2, CFRANK3, CFRANK4. Điều này được lý giải bởi vì những doanh nghiệp có quy mơ lớn hơn, tài sản lớn hơn sẽ dễ dàng phát hành nợ, vay vốn từ các ngân hàng hơn. Những doanh nghiệp với quy mơ lớn dần sẽ có xu hướng giảm mức sử dụng nợ bởi vì khi quy mơ doanh nghiệp lớn thì doanh nghiệp khơng chỉ tài trợ cho tài sản bằng nợ vay mà còn tài trợ bằng vốn cổ phần. Quy mô doanh nghiệp lớn dần đồng nghĩa với xu hướng doanh nghiệp hạ tỷ trọng tài trợ bằng nợ vay và tăng tỷ trọng tài trợ bằng vốn cổ phần. Đối với nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động nhỏ nhất (CFRANK1) thì quy mơ doanh nghiệp có mối tương quan âm với tỷ lệ ĐTC doanh nghiệp. Điều này hoàn toàn phù hợp trong thực tiễn tại thị trường Việt Nam bởi vì những doanh nghiệp quy mơ nhỏ, dịng tiền hoạt động thấp đại đa số tài trợ cho tài sản bằng nợ vay là chủ yếu. Kết quả này tương đối phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của Frank và Goyal (2009); Christopher Harris và Scott Roark (2017) trên tồn bộ mẫu và theo từng nhóm quan sát.
Biến tài sản hữu hình (TANG) khơng có ý nghĩa thống kê trên tồn bộ mẫu và nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động lớn nhất. Tuy nhiên, tài sản hữu hình có mối tương quan dương với tỷ lệ ĐTC của doanh nghiệp trong nhóm quan sát CFRANK1, CFRANK2 và CFRANK3 tại mức ý nghĩa 1%. Khi độ lớn dòng tiền hoạt động gia tăng đối với nhóm doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động nhỏ, tài sản hữu hình có khuynh hướng được tài trợ từ nợ vay. Điều này được thấy rõ đối với nhóm CFRANK1 và CFRANK2. Những doanh nghiệp với dịng tiền hoạt động lớn có xu hướng tài trợ cho tài sản hữu hình giảm dần bởi vì tài sản hữu hình của những doanh nghiệp này có thể được tài trợ từ vốn chủ sở hữu, và hơn nữa là số tiền huy động từ nợ vay này không những đáp ứng cho hoạt động tài trợ tài sản hữu hình mà cịn đáp ứng những tài sản vơ hình như thương hiệu, giấy chứng nhận…. Kết quả nghiên cứu trên toàn bộ mẫu là mối tương quan dương nhưng không mạnh mẽ so với kết quả trong bài nghiên cứu của Frank và Goyal (2009); Christopher Harris và Scott Roark (2017). Tuy nhiên, xét trên từng nhóm quan sát thì mối tương quan giữa tài sản hữu hình và tỷ lệ ĐTC tương đối phù hợp với bài nghiên cứu của Christopher Harris và Scott Roark (2017). Biến lạm phát kỳ vọng (INF) khơng có ý nghĩa thống kê trên tồn bộ mẫu và nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động lớn CFRANK3, CFRANK4. Mặt khác, lạm phát kỳ vọng có mối tương quan âm với tỷ lệ ĐTC trong nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động thấp nhất tại mức ý nghĩa 5%. Khi có sự gia tăng trong lạm phát kỳ vọng, những doanh nghiệp này gia tăng sử dụng nợ trong CTV để đáp ứng nhu cầu hoạt động, đáp ứng áp lực chi trả lãi vay. Để đáp ứng những những nhu cầu hoạt động cấp bách này các doanh nghiệp có khuynh hướng vay nợ ngắn hạn. Kết quả này phù hợp với bài nghiên cứu của Huang và Ritter (2016). Đối với nhóm quan sát CFRANK2, lạm phát kỳ vọng có mối tương quan âm mạnh với tỷ lệ ĐTC của doanh nghiệp tại mức ý nghĩa 1%. Điều này hồn tồn mâu thuẫn với kết quả trong nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động thấp nhất. Trong bài nghiên cứu này, tác giả chưa đưa ra được bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa lạm phát kỳ vọng và tỷ lệ ĐTC như trong bài nghiên cứu của Frank và Goyal (2009); Christopher Harris và Scott Roark (2017).
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả sau khi hồi quy và sử dụng kết quả cuối cùng để phân tích và đưa ra nhận xét. Biến rủi ro dịng tiền (CFV) có mối tương quan dương mạnh mẽ với tỷ lệ ĐTC trong CTV của doanh nghiệp trên toàn bộ mẫu quan sát tại mức ý nghĩa 1%. Kết quả này đã giải quyết được câu hỏi nghiên cứu thứ nhất rằng rủi ro dòng tiền ảnh hưởng như thế nào đến mức sử dụng ĐTC trong CTV của doanh nghiệp? Kết quả này cũng hoàn toàn phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của Bates và cộng sự (2009); Huang và Ritter (2016), Christopher Harris và Scott Roark (2017). Mặt khác, kết quả này lại hoàn toàn trái ngược với bài nghiên cứu của Harris và Raviv (1991); Frank và Goyal (2009); Memon và các cộng sự (2018), Keefe và Yaghoubi (2016).
Hơn nữa, khi xem xét ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền lên từng nhóm quan sát cho thấy rằng rủi ro dịng tiền có mối tương quan âm đến tỷ lệ ĐTC đối với nhóm quan sát có dịng tiền hoạt động thấp nhất tại mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên trong nhóm quan sát có dịng tiền cao nhất, rủi ro dịng tiền cũng có tương quan âm nhưng khơng đáng tin cây. Mặt khác, rủi ro dịng tiền có mối tương quan dương cùng chiều lên việc sử dụng nợ trong CTV trong nhóm quan sát CFRANK2, CFRANK3. Điều này cho thấy rằng khi độ lớn dòng tiền hoạt động gia tăng dần, một sự bất ổn trong dòng tiền sẽ dẫn đến việc các doanh nghiệp gia tăng sử dụng ĐTC. Tóm lại, các doanh nghiệp nằm trong nhóm có dịng tiền hoạt động thấp nhất thì rủi ro dòng tiền tác động ngược chiều lên quyết định CTV bởi vì lý do các doanh nghiệp này bao gồm những doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động ổn định, hoặc quy mô doanh nghiệp nhỏ, hiệu quả kinh doanh cũng duy trì tốt nên khi rủi ro dịng tiền gia tăng thì mức độ sử dụng nợ trong CTV sẽ ít bị tác động. Nên kết quả này khơng phù hợp với giả thuyết của Christopher và Scott Roark (2017): ‘’Rủi ro dịng tiền có tác động lớn nhất đối với các nhóm doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động thấp nhất’’ Nhóm doanh nghiệp có độ lớn dịng tiền hoạt động cao nhất cũng có mối tương quan âm giữa rủi ro dòng tiền và việc sử dụng đòn bẩy trong CTV nhưng mối quan hệ này không vững chắc. Tuy nhiên, ở nhóm quan sát thứ 2 và thứ 3 đưa ra kết quả rằng rủi ro dòng tiền ảnh hưởng lên quyết định sử dụng nợ trong CTV ở mức ý nghĩa đáng tin cậy 1%. Điều này được giải thích
bởi vì các doanh nghiệp với dịng tiền hoạt động lớn cần nhiều nợ để tài trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh, một khi rủi ro dòng tiền gia tăng sẽ cho thấy độ bất ổn trong dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Nếu độ bất ổn này theo chiều hướng tiêu cực thì doanh nghiệp sẽ sẵn sàng vay thêm nợ để đáp ứng nhu cầu hoạt động ( Denis (2012)), vì huy động từ vốn cổ phần với doanh nghiệp hiệu quả hoạt động kém sẽ gặp rất nhiều khó khăn. Mặt khác, nếu độ bất ổn này theo chiều hướng tích cực sẽ cho thấy doanh thu của doanh nghiệp đột biến, bất thường và không ổn định, doanh thu bất ổn này có thể đến từ hoạt động sản xuất kinh doanh cốt lõi thật sự hoặc cũng có thể thanh lý, nhượng bán tài sản cố định…
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN 5.1. Kết luận
Với mục tiêu nghiên cứu ảnh hưởng của rủi ro dòng tiền tác động lên việc hoạch định CTV của các doanh nghiệp Việt Nam được niêm yết trên Sở giao dịch Thành phố Hồ Chí Minh (Hose). Bài nghiên cứu dựa trên mẫu dữ liệu thu thập từ 204 doanh nghiệp