CHƢƠNG 3 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2. KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH
3.2.1. Kết quả hồi quy và kiểm định các giả thiết của mơ hình Pooled OLS
Trong tiểu mục này, tác giả thực hiện hồi quy theo mơ hình Pooled OLS theo nghiên cứu của Palazzo (2011) và Almeida, Campello, và Weisbach (2004) bằng cách kiểm tra liệu những thay đổi trong nắm giữ tiền mặt của cơng ty có thể giải thích là do lợi nhuận kỳ vọng, trong số các biến khác đã được biết đến ảnh hưởng lên chính sách nắm giữ tiền mặt. Bảng 3.4 báo cáo các kết quả từ các hồi quy. Biến phụ thuộc vào tất cả các mơ hình hồi quylà tỷ lệ thay đổi trong tiền mặt trên tổng tài sản (ΔCH) giữa năm t-1, năm t. Trong mơ hình hồi quy cơ bản (cột 1), các biến giải thích bao gồm biến trễ của ΔCH, kiểm sốt động cơ duy trì mức nắm giữ tiền ổn định đề xuất bởi Opler, Pinkowitz, Stulz, và Williamson (1999), và biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần là Re. Trong cột 2, tác giả bổ sung thêm biến giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM) và quy mô của công ty (Size) vào mơ hình hồi quy cơ bản của Almeida, Campello, và Weisbach (2004). Trong cột 3, tồn bộ các biến giải thích và biến kiểm sốt được đưa vào mơ hình để kiểm tra độ vững của mơ hình hồi quy.
Bảng 3.4. Kết quả hồi quy Pooled OLS
Pool OLS
Variable (1) (2) (3)
0.034 0.047 0.015 re 0.125 0.126 0.087 0.015 0.013 0.047 cf 0.070 0.404 0.001 0.000 bm -0.010 -0.004 0.323 0.646 size 0.003 -0.004 0.555 0.274 netequity 0.496 0.000 netdebt 0.432 0.000 netinv -0.128 0.000 _cons -0.009 -0.036 0.026 0.315 0.383 0.484 N 585 585 585 r2_a 0.0137 0.0343 0.2784
Hình 3.2. Đồ thị minh họa kết quả hồi quyPooled OLS a. Kiểm định phương sai thay đổi
Hình 3.3. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Kết quả kiểm định cho thấy rằng: Prob > Chi2 lớn hơn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0: mơ hình có khơng xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
b. Kiểm định tự tương quan
Hình 3.4. Kết quả kiểm định tự tương quan
Kết quả kiểm định cho thấy rằng: Prob > F nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả
thuyết H0: mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan. Kết luận mơ hình hồi quy có xuất hiện hiện tượng tự tương quan.
c. Kiểm định đa cộng tuyến (Hệ số VIF):
Hình 3.5. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Prob > chi2 = 0.3191 chi2(1) = 0.99
Variables: fitted values of cash Ho: Constant variance
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity . estat hettest
Prob > F = 0.0000 F( 1, 116) = 44.452 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
. xtserial cash lagcash re cf bm size netequity netdebt netinv
Mean VIF 1.60 lagcash 1.01 0.989454 re 1.01 0.986484 size 1.09 0.914381 netinv 1.14 0.874055 bm 1.18 0.849001 netequity 1.21 0.829486 netdebt 3.00 0.333424 cf 3.14 0.318602 Variable VIF 1/VIF . estat vif
Hệ số Mean VIF = 1.60 <10, và các VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy.
Do tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mơ hình Pooled OLS, do đó ta sửng dụng mơ hình hồi quy Fixed Effect và Fama – Macbeth có mức độ tin cậy cao hơn.
3.2.2. Kết quả hồi quy mơ hình Fixed Effect và Fama - Macbeth:
Tác giả thực hiện hồi quy mơ hình lần lượt theo mơ hình hồi quy Fixed Effect và hồi quy 2 bước Fama – Macbeth. Kết quả hồi quy được mô tả tại Bảng 3.5, biến phụ thuộc vào tất cả các mơ hình hồi quylà tỷ lệ thay đổi trong tiền mặt trên tổng tài sản (ΔCH) giữa năm t-1, năm t. Với mỗi phương pháp thực hiện 3 mơ hình hồi quy: (i) mơ hình hồi quy cơ bản, các biến giải thích bao gồm biến trễ của ΔCH và biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần là Re ; (ii) bổ sung thêm biến giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM) và quy mô của công ty (Size) ; (iii) thực hiện hồi quy với tồn bộ các biến giải thích được đưa vào mơ hình để kiểm tra độ vững của mơ hình hồi quy.
Bảng 3.5. Kết quả hồi quy mơ hình Fixed Effect và Fama – Macbeth
Fixed Effect Fama -Macbeth Variable (1) (2) (3) (1) (2) (3) lagcash -0.0408 -0.0686 -0.0213 0.0825 0.0779 0.1437 0.2990 0.0756 0.5375 0.7245 0.7439 0.4778 re 0.2733 0.2994 0.2123 0.1552 0.1444 0.0626 0.0005 0.0001 0.0019 0.0579 0.0318 0.0117 cf 0.0923 0.3919 0.0614 0.4680 0.0000 0.0000 0.0812 0.0157 bm -0.0486 -0.0208 -0.0186 -0.0107 0.0061 0.1909 0.1407 0.2501 size 0.1273 0.0711 0.0022 0.0001 0.0000 0.0076 0.3515 0.9643 netequity 0.4259 0.5288 0.0000 0.0041 netdebt 0.3929 0.4699 0.0000 0.0148 netinv -0.0938 -0.3408 0.0008 0.0435 _cons -0.0304 -1.1710 -0.6676 -0.0141 -0.0332 -0.0004
N 585 585 585 585 585 585 r2_a 0.0289 0.0987 0.2951 0.1910 0.2342 0.5498
Hình 3.6. Đồ thị minh họa hiệu ứng cố định thời gian
3.2.3. Kiểm định lựa chọn phƣơng pháp hồi quy
Thực hiện kiểm định Time Fixed Effect để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp giữa phương pháp hồi quy Fixed Effect và phương pháp hồi quy Pooled OLS. Kết quả kiểm định lựa chọn ở Bảng 3.7 cho thấy rằng phương pháp hồi quy theo FEM là thích hợp để giải thích cho mơ hình.
Hình 3.6. Kết quả kiểm định Time Fixed Effect
Kết quả kiểm định cho thấy rằng: Prob > F nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả
thuyết H0: các hệ số của mơ hình hồi quy Fixed Effect bằng 0. Kết luận kết quả hồi quy Fixed Effect là cần thiết để giải thích mơ hình.
Prob > F = 0.6401 F( 4, 456) = 0.63 ( 4) 2015.year = 0 ( 3) 2014.year = 0 ( 2) 2013.year = 0 ( 1) 2012.year = 0 . testparm i.year
F test that all u_i=0: F(116, 456) = 2.07 Prob > F = 0.0000 rho .49547849 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .05788615 sigma_u .05736503 _cons -.541917 .2712303 -2.00 0.046 -1.074933 -.0089006 2015 .0004893 .0085841 0.06 0.955 -.01638 .0173585 2014 .0074611 .0098563 0.76 0.449 -.0119082 .0268304 2013 .0018962 .0091207 0.21 0.835 -.0160276 .01982 2012 -.0067197 .008429 -0.80 0.426 -.0232843 .0098448 year netinv -.0949707 .0278382 -3.41 0.001 -.1496777 -.0402637 netdebt .3988967 .0380665 10.48 0.000 .3240892 .4737043 netequity .4174626 .0735902 5.67 0.000 .2728446 .5620806 size .0563096 .0306444 1.84 0.067 -.0039121 .1165313 bm -.0094046 .020102 -0.47 0.640 -.0489087 .0300995 cf .3941079 .0341978 11.52 0.000 .3269031 .4613126 re .2415595 .0771443 3.13 0.002 .089957 .393162 lagcash -.0188172 .0346913 -0.54 0.588 -.086992 .0493575 cash Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.5574 Prob > F = 0.0000 F(12,456) = 16.20 overall = 0.1382 max = 5 between = 0.0653 avg = 5.0 R-sq: within = 0.2989 Obs per group: min = 5 Group variable: id Number of groups = 117 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 585 . xtreg cash lagcash re cf bm size netequity netdebt netinv i.year, fe
3.3. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH HỒI QUY MƠ HÌNH
Kết quả tổng hợp hồi quy từ 3 mơ hình được mơ tả trong Bảng 3.7
Kết quả hồi quy OLS (cột 1) cho thấy hệ số tương quan trên tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần là dương và có ý nghĩa. Mức ý nghĩa của hệ số tương quan trên lại khơng biến mất nếu tác giả kiểm sốt các hiệu ứng cố định doanh nghiệp (cột 4) hoặc nếu chạy hồi quy Fama - Macbeth để kiểm soát hiệu ứng thời gian trong chính sách tiền mặt của cơng ty (cột 7). Trong tất cả các mơ hình hồi quy nêu trên thì tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần đều có tương quan dương với tỷ lệ thay đổi trong nắm giữ tiền mặt và đều có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả này phù hợp với nghiên cứu gốc của Palazzo (2011) và các nghiên cứu khác về tác động của lợi nhuận kỳ vọng lên chính sách nắm giữ tiền mặt của cơng ty.
Thay đổi trong tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của năm trước (ΔCH t-1) có tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các mơ hình hồi quy OLS (cột 1, 2 và 3), tuy nhiên đối với mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định thì xuất hiện tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (cột 5) . Điều này trái ngược với các kết luận của Almeida, Campello và Weisbach (2004) và Palazzo (2011) về tác động của thay đổi trong tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của năm trước đối với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của năm nay. Điều này cho thấy các doanh nghiệp trên thị trường Việt Nam có xu hướng tiếp tục thay đổi tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của mình trong năm nay tương tự như năm trước. Có thể giải thích điều này là do trong giai đoạn 2010-2015, nền kinh tế gặp nhiều khó khăn nên các doanh nghiệp tốt sẽ tiếp tục tăng tích trữ tiền để chờ cơ hội đầu tư sau khi kinh tế phục hồi, còn các doanh nghiệp suy thối thì tiền mặt tồn quỹ ngày càng giảm do dịng tiền âm.
Bảng 3.7. Kết quả tổng hợp kết quả phân tích mơ hình
Pool OLS Fixed Effect Fama -Macbeth
Variable (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) lagcash 0.087 0.080 0.085 -0.0408 -0.0686 -0.0213 0.0825 0.0779 0.1437 0.034 0.047 0.015 0.2990 0.0756 0.5375 0.7245 0.7439 0.4778 re 0.125 0.126 0.087 0.2733 0.2994 0.2123 0.1552 0.1444 0.0626 0.015 0.013 0.047 0.0005 0.0001 0.0019 0.0579 0.0318 0.0117 cf 0.070 0.404 0.0923 0.3919 0.0614 0.4680 0.001 0.000 0.0000 0.0000 0.0812 0.0157 bm -0.010 -0.004 -0.0486 -0.0208 -0.0186 -0.0107 0.323 0.646 0.0061 0.1909 0.1407 0.2501 size 0.003 -0.004 0.1273 0.0711 0.0022 0.0001 0.555 0.274 0.0000 0.0076 0.3515 0.9643 netequity 0.496 0.4259 0.5288 0.000 0.0000 0.0041 netdebt 0.432 0.3929 0.4699 0.000 0.0000 0.0148 netinv -0.128 -0.0938 -0.3408 0.000 0.0008 0.0435 _cons -0.009 -0.036 0.026 -0.0304 -1.1710 -0.6676 -0.0141 -0.0332 -0.0004 0.315 0.383 0.484 0.0146 0.0000 0.0051 0.2526 0.1951 0.9844 N 585 585 585 585 585 585 585 585 585 r2 0.0137 0.0343 0.2784 0.0289 0.0987 0.2951 0.1910 0.2342 0.5498
Tỷ suất giữa dòng tiền thuần từ hoạt động sản xuất kinh doanh và tài sản (CF) có ý nghĩa thống kê và tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp tại hầu như tất cả các mơ hình hồi quy. 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 lượng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt càng cao vì các doanh nghiệp sẽ có xu hướng ưu tiên sử dụng các nguồn tài trợ nội bộ để đầu tư cho các dự án trong tương lai, dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh là nguồn thu chủ yếu và ổn định nhất đối với tồn bộ các doanh nghiệp, do đó, sự tăng giảm của chỉ tiêu này là có ảnh hưởng quyết định đến khả năng nắm giữ tiền của doanh nghiệp. Dịng 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 tỷ lệ nắm giữ tiền mặt.
Biến giá trị sổ sách trên giá thị trường (BM) có ý nghĩa thống kê và tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp theo mơ hình Fixed Effect (cột 5), và hồn tồn khơng có ý nghĩa khi hồi quy theo OLS và Fama – Macbeth. Kết quả này phù hợp với lập luận của Almeida, Campello và Weisbach (2004) và Palazzo (2011) về việc giá trị sổ sách trên giá thị trường càng nhỏ thì doanh nghiệp sẽ càng nắm giữ nhiều tiền vì giá trị sổ sách của cơng ty không bao hàm các cơ hội tăng trưởng trong tương lai, các nhà nghiên cứu kỳ vọng rằng tỷ số giá thị trường kết hợp với giá trị sổ sách, sẽ cao hơn khi cơng ty có các cơ hội tăng trưởng tốt hơn trong tương lai, do đó chỉ tiêu này được xem như là một nhân tố quan trọng trong việc xác định chính sách nắm giữ tiền của các cơng ty. Tuy nhiên tương quan này chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức yếu.
Tương tự biến giá trị sổ sách trên giá thị trường (BM), biến quy mơ cơng ty (Size) chỉ có ý nghĩa thống kê khi hồi quy theo mơ hình Fixed Effect và tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với kết quả của Palazzo (2011) về tác động của quy mô công ty đối với việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp. Hàm ý tại thị trường Việt Nam các công ty lớn hơn thường dễ dàng tiếp cận với các nguồn lực tài chính (phát hành trái phiếu, cổ phiếu hoặc vay
các TCTD,…) để thực hiện các cơ hội đầu tư của mình so với các cơng ty nhỏ, nên giảm nhu cầu nắm giữ tiền mặt để chủ động thực hiện các dự án.
Cả ba biến kiểm sốt: tỷ suất giữa dịng tiền thuần từ hoạt động sản xuất kinh doanh và tài sản (CF), giá trị sổ sách trên giá thị trường (BM) và quy mơ cơng ty (Size) khi đưa vào mơ hình hồi quy (cột 2, 5 và 8) đều không làm thay đổi đáng kể mức ý nghĩa và hệ số thống kê của tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần.
Vốn cổ phần phát hành trong năm (NetEquity) có ý nghĩa thống kê và tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Điều này phù hợp với lập luận của Darcey McVanel và Nikita Peévalov (2008), và Palazzo (2011) về tác động của vốn cổ phần phát hành trong năm và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Điều này có thể được giải thích rằng tiền thu được từ việc phát hành vốn cổ phần trong năm của công ty ngồi mục đích tài trợ cho các khoản nợ đến hạn hoặc các dự án đầu tư cấp bách trong năm, sẽ cịn có khoảng tiền dự trữ cho các dự án trong những năm tới, khoảng dư đó sẽ làm tăng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt vào cuối kỳ của doanh nghiệp.
Tổng nợ phát hành trong năm (NetDebt) có ý nghĩa thống kê và tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Điều này phù hợp với lập luận của Palazzo (2011) cho rằng nợ phát hành trong năm sẽ có tác động dương đối với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp. Có thể giải thích luận điểm này dựa vào thực tế thị trường nợ của các doanh nghiệp Việt Nam, các doanh nghiệp vay thêm nợ để đảo nợ với các khoản nợ còn tồn tại và đầu tư vào các dự án mới, do đó, các cơng ty sẽ tăng cường tích lũy tiền mặt mặc dù các cơng ty có thể có một mức nợ mục tiêu nhằm tránh rủi ro vỡ nợ.
Chi tiêu vốn đầu tư trong năm (NetInv) có ý nghĩa thống kê và có tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với lập luận của Simutin (2010), và Palazzo (2011) rằng các doanh nghiệp chi tiêu vốn đầu tư càng nhiều thì sẽ có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt càng thấp. Kết quả kiểm định cho thấy rằng việc chi tiêu vốn đầu tư trong năm sẽ làm giảm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp.
Để kiểm tra tính vững mơ hình, ba biến kiểm sốt nêu trên: Vốn cổ phần phát hành trong năm (NetEquity), tổng nợ phát hành trong năm (NetDebt) và Chi tiêu vốn đầu tư trong năm (NetInv) được thêm vào mơ hình hồi quy để kiểm tra xem nguồn và sử dụng nguồn tài trợ và các hoạt động đầu tư giữa năm t và t-1 có ảnh hưởng đến tương quan giữa tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần và thay đổi trong nắm giữ tiền mặt (Cột 3, 6, 9). Các hệ số tương quan trên ba biến này có ln có ý nghĩa trong mọi mơ hình hồi quy. Gia tăng tài trợ bên ngoài (NetEquity và NetDebt) giữa năm t-1 và t góp phần vào sự gia tăng các tài sản thanh khoản do doanh nghiệp nắm giữ tại cuối năm t. Tăng hoạt động đầu tư có liên quan với việc giảm tỷ lệ tiền mặt trên tài sản. Kiểm soát các biến nguồn và sử dụng nguồn tài trợ và các hoạt động đầu tư giữa năm t và t-1 giúp cải thiện khả năng giải thích thay đổi trong chính sách nắm giữ tiền mặt của mơ hình – R-squared hơn gấp đơi tuy nhiên dấu và ý nghĩa thống kê của các biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần là không bị ảnh hưởng.
3.4. TỔNG HỢP KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Nhằm mục đích tìm hiểu tác động của tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ phần đến chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp, bài nghiên cứu tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên vốn cổ