Các nhân tố Kỳ vọng lý thuyết Kết quả thực nghiệm Mức ý nghĩa thực nghiệm MTB (+) (+) Khơng có ý nghĩa SIZE (+) (+) 1% CF (+) (+) 1% NWC (-) (+) 1% LEV (-) (-) 1% ROA (-) (-) 1%
INV (-) (-) Khơng có ý nghĩa
Nguồn: tác giả tổng hợp
Tổng hợp kết quả trong bảng 4.5 và 4.7, tác giả rút ra một số kết luận chi tiết như sau:
Biến SIZE (quy mô của doanh nghiệp)
Biến SIZE tác động thuận chiều lên biến CASH với hệ số hồi quy là 0.009 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan thuận giữa biến SIZE và CASH cho thấy, doanh nghiệp có quy mơ càng lớn, họ càng tích lũy và giữ một lượng tiền lớn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng lý thuyết (kỳ vọng một mối tương quan dương) và phù hợp với phần mô tả thống kê đơn giản trong trong phần xử lý dữ liệu ở chương 3 (các doanh nghiệp lớn, có tỷ lệ nắm giữ tiền mặt lớn, trong khi các doanh nghiệp nhỏ thì ngược lại). Kết quả này phù hợp với phát hiện của Ferreira và Vilela (2004), Nguyen (2005), Saddour (2006), Afza và Adnan (2007), Drobetz và
Grüninger (2007), Isshaq, Bokpin và Onumah (2009). Tác giả sẽ quay trở lại để thảo luận chi tiết hơn về tác động của biến quy mô trong phần tiếp theo.
Về độ lớn của hệ số hồi quy (βSIZE = 0.009), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu quy mô của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tiền mặt tăng lên theo 0.009 đơn vị.
Biến CF (dòng tiền của doanh nghiệp)
Biến CF tác động thuận chiều lên biến CASH với hệ số là 1.162 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan dương giữa việc nắm giữ tiền và dòng tiền của doanh nghiệp cho thấy các doanh nghiệp với dòng tiền lớn sẽ giữ một lượng tiền lớn. Kết quả của luận văn cũng khớp với phát hiện của Ferreira & Vilela (2004), Afza & Adnan (2007), Alam và các cộng sự (2011) và Ogundipe & Ajao (2012). Dịng tiền của doanh nghiệp được tính bằng lợi nhuận trước thuế cộng khấu hao / (Tổng tài sản – Tiền và tương đương tiền). Điều này cho thấy, các doanh nghiệp tại Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2014 có khuynh hướng giữ lại và tích lũy tiền từ lợi nhuận để phục vụ cho các dự án đầu tư. Nguyên nhân có thể do các doanh nghiệp lo sợ chi phí tài trợ bên ngồi tốn kém.
Về độ lớn của hệ số hồi quy (βCF = 1.162), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác khơng thay đổi, nếu dịng tiền của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tiền mặt tăng lên 1.162 đơn vị.
Biến LEV (địn bẩy tài chính)
Biến LEV tác động ngược chiều lên biến CASH với hệ số hồi quy là 0.06 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan âm giữa biến LEV và CASH cho thấy, doanh nghiệp càng sử dụng nhiều nợ (địn bẩy cao) thì họ giữ một lượng tiền lớn. Kết quả thực nghiệm cho kết quả phù hợp với kỳ vọng lý thuyết chung. Cụ thể phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng (doanh nghiệp sẽ gia tăng sử dụng nợ khi mà nhu cầu đầu tư vượt quá lợi nhuận giữ lại, khi đó lượng tiền mặt trong doanh nghiệp sẽ giảm) và lý thuyết dịng tiền tự do (doanh nghiệp sử dụng ít nợ, sẽ khơng có nhu cầu giám sát của các bên liên quan, và các nhà quản lý doanh nghiệp
thường nắm giữ một lượng tiền lớn để tự do trong các quyết định đầu tư của mình).
Ngược lại so với lý thuyết đánh đổi (doanh nghiệp có địn bẩy tài chính cao sẽ gia
tăng tiền mặt dự trữ để đề phòng phá sản). Kết quả của luận văn cũng khớp với phát hiện với phát hiện của Ferreira và Vilela (2004), Hofmann (2006), Saddour (2006), Afza và Adnan (2007), Hardin III và các cộng sự (2009), Isshaq, Bokpin & Onumah (2009) và Rizwan & Javed (2011). Thực tế tại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014, tác giả đi sâu vào phân tích cấu trúc nợ của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu thông qua tỷ số Nợ/Tổng tài sản. Kết quả cho thấy đa số các khoản nợ là nợ ngắn hạn (trung bình chiếm khoản 80% trong tổng nợ). Việc vay nợ trong ngắn hạn được dùng để bổ sung nguồn vốn lưu động…, điều này cho thấy các doanh nghiệp đang ở vị thế thiếu hụt tiền trong ngắn hạn. Do đó, họ sẽ khơng thể duy trì một tỷ lệ tiền mặt cao hay vay nợ trong ngắn hạn do thiếu tiền nên, tỷ lệ đòn bẩy cao tương quan nghịch với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt.
Về độ lớn của hệ số hồi quy (βLEV= 0.06), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu đòn bẩy của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì lượng tiền tăng lên theo 0.06 đơn vị.
Biến ROA (tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản)
Biến ROA tác động ngược chiều lên biến CASH với hệ số là 0.96 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan nghịch giữa ROA và CASH cho thấy, doanh nghiệp hoạt động hiệu quả, họ ít có nhu cầu nắm giữ một lượng tiền lớn. Kết quả của luận văn cũng khớp với phát hiện của Kim cùng các cộng sự (1998), Ozkan và Ozkan (2002) và Bates cùng các cộng sự (2009). Tuy vậy, kết quả hồi quy cũng ngược lại so với một số mô tả thống kê đơn giản trong mục thống kê mô tả các biến trong mơ hình ở chương 3 (các doanh nghiệp thuộc nhóm ROA cực cao (thuộc nhóm phân vị thứ 10, có tỷ lệ nắm giữ tiền cao vượt bậc). Điều này có thể lý giải, các doanh nghiệp có tỷ suất sinh lợi trên tài sản cực cao, thường có xu hướng tiếp tục đầu tư để mở rộng lĩnh vực kinh doanh của mình, do vậy họ cần giữ một tỷ lệ tiền nhiều để sẵn sàng cho các dự án đầu tư, trong khi các doanh nghiệp khác thì
khơng. Theo đó, ROA của một doanh nghiệp cao cho thấy rằng công ty sinh lợi nhiều hơn trên số lượng đầu tư ít hơn. Và phải đầu tư ít hơn, các doanh nghiệp sẽ ít có động cơ nắm giữ tiền mặt hơn.
Về độ lớn của hệ số hồi quy (βROA = 0.96), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tiền mặt giảm xuống 0.96 đơn vị.
Biến NWC (vốn lưu động của doanh nghiệp)
Biến NWC tác động thuận chiều lên biến CASH với hệ số hồi quy là 0.04 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan dương giữa biến NWC và CASH cho thấy, doanh nghiệp vốn lưu động càng lớn, họ càng tích lũy và giữ một lượng tiền lớn. Kết quả thực nghiệm ngược lại so với kỳ vọng dấu về mặt lý thuyết. Đồng thời, kết quả cũng ngược so với các phát hiện trước đây của Afza & Adnan (2007), Megginson & Wei (2010), Alam cùng các cộng sự (2011) và Ogundipe & Ajao (2012), những nghiên cứu đã chỉ ra một mối tương quan nghịch giữa NWC và CASH. Vốn lưu động được đại diện bằng Tài sản ngắn hạn ròng – Tiền và khoản tương đương tiền. Ở phần lý thuyết, tác giả lập luận rằng, nhu cầu vốn lưu động của doanh nghiệp càng lớn thì họ càng ít đề tồn đọng tiền mặt, hay họ ít nắm giữ tiền mặt hơn. Tuy vậy, thực tế tại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014, có thể điểu này đã khơng phù hợp. Các doanh nghiệp thường duy trì một mức tiền và tương đương tiền cao cùng với một mức tài sản ngắn hạn cao.
Về độ lớn của hệ số hồi quy (βNWC = 0.04), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu vốn lưu động của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tiền mặt tăng lên theo 0.04 đơn vị.
Biến MTB (giá trị thị trường trên giá trị sổ sách)
Biến MTB tác động thuận chiều lên biến CASH với hệ số hồi quy là 0.006 và khơng
có ý nghĩa thống kê. Mặc dù thể hiện đúng dấu như kỳ vọng lý thuyết (mối tương
quan dương) nhưng biến MTB khơng có ý nghĩa thống kê trong trường hợp của Việt Nam. Điều này cũng tương tự như nghiên cứu của Ogundipe & Ajao (2012)
thực hiện ở Nigeria (biến MTB cũng khơng có ý nghĩa thống kê). Và kết quả này ngược lại với kết quả của Nguyen (2005), Saddour (2006) và Afza & Adnan (2007) phát hiện rằng MTB là một biến có ý nghĩa trong việc xác định việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp.
Thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam được thành lập và đi vào hoạt động khoảng hơn 15 năm (từ năm 2000), giá cổ phiếu (hay giá trị thị trường của doanh nghiệp) chịu sự chi phối của nhiều yếu tố hành vi, mang tính chất đầu cơ, “làm giá”, “đội lái”… Do vậy, giá cổ phiếu không phản ánh đúng yếu tố kỳ vọng về dòng tiền trong lương lại của doanh nghiệp hay giá trị thị trường khơng phản ánh đầy đủ và chính xác cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Cuối cùng, MTB cao, khơng hẳn là do doanh nghiệp có các cơ hội đầu tư và tăng trưởng cao và khơng có khuynh hướng giữ một lượng tiền lớn.
Biến INV (đầu tư vào tài sản cố định)
Biến INV tác động ngược chiều lên biến CASH với hệ số hồi quy là 0.002 và khơng có ý nghĩa thống kê. Mặc dù thể hiện đúng dấu như kỳ vọng lý thuyết (mối tương quan âm) nhưng biến INV khơng có ý nghĩa thống kê trong trường hợp của Việt Nam.
4.2.2. Tác động của việc nắm giữ tiền đến hiệu quả hoạt động của DN
Tương tự như phương trình thể hiện mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền (CASH) và các yếu tố, phương trình hồi quy phương trình thể hiện mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (ROA) và việc nắm giữ tiền (CASH) được thực hiện cho toàn bộ mẫu nghiên cứu lần lượt theo 02 phương pháp OLS và GLS. Tương tự như cách của Shinada Naoki (2012), ROA của năm t được hồi quy theo việc nắm giữ tiền của năm t-1, tức trễ 1 năm (LAG1_CASH). Điều này nhằm lý giải hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong năm nay phụ thuộc vào việc nắm giữ tiền mặt của năm liền trước. Ngoài ra, tác giả cũng thực hiện một phép hồi quy sử dụng kết hợp cả việc sử dụng biến trễ và không dùng biến trễ, ROA năm t theo CASH năm t và năm t-1, nhằm xem xét tính tức thì của sự tác động. Kết quả được trình bày dưới đây, dãy A trình bày kết quả hồi quy ROA năm t theo CASH năm t-1. Dãy B trình
bày kết quả hồi quy của ROA năm t theo CASH năm t-1 và t. Bảng 4.8: Kết quả hồi quy của ROA và CASH
OLS
GLS
Pooling Fixed Effect Random Effect
Dãy
A
Dãy A: ROAt = α + α1*CASHt-1 + α3*ID
Constant 0.078*** 0.078*** 0.091*** 0.077***
(t-statistic) (5.238) (5.327) (3.173) (5.445)
LAG1_CASH 0.164*** 0.167*** 0.090*** 0.170***
(t-statistic) (11.590) (11.991) (6.490) (12.729)
LR test Chi2 (7) = 47.84*** Prob = 0.0000
Hausman test Chi2 (1) = 21.82*** Prob = 0.0000
Observations 983 983 983 983 R2 0.1614 0.2013 0.0526 0.2217 Dãy B
Dãy B: ROAt = α + α1*CASHt-1 + α2CASHt + α3*ID
Constant 0.072*** 0.072*** 0.082*** 0.073*** (4.862) (4.965) (2.868) (5.130) LAG1_CASH 0.105*** 0.110*** 0.063*** 0.121*** (t-statistic) (5.829) (6.169) (4.334) (6.985) CASH 0.092*** 0.088*** 0.080*** 0.072*** (t-statistic) (5.188) (4.958) (5.507) (4.235)
LR test Chi2 (7) = 45.72*** Prob = 0.0000
Hausman test Chi2 (1) = 15.39*** Prob = 0.0005
Observations 983 983 983 983 R2 0.1840 0.2211 0.0808 0.2291
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
Kết quả hồi quy bảng 4.8, trong phương pháp OLS, ở cả dãy A và B, hệ số Chi2 của kiểm định Hausman có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Do vậy, giả thuyết H0 bị bác bỏ, tức mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định (Fixed Effect) hiệu quả hơn. Đồng thời, hệ số Chi2 của kiểm định LR cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Do vậy, giả thuyết H0 bị bác bỏ, tức mơ hình hồi quy theo hiệu ứng cố định (Fixed Effect) hiệu quả hơn. Sau cùng, tác giả thực hiện hồi quy theo phương pháp GLS theo mơ hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect) để xem xét mối quan hệ giữa ROA và CASH.
Tương tự mơ hình CASH và các yếu tố, tác giả dùng kiểm định Wald để xem xét sự cần thiết của mỗi biến trong mơ hình. Bảng 4.9 cho kết quả giá trị P = 0.0000 < 0.05
ở cả 2 dãy A và B nên giả thuyết H0 (H0: βk= 0) bị bác bỏ, tức là các biến đưa vào mơ hình có hệ số hồi quy khác 0 có ý nghĩa. Ngoài ra, Hệ số R2
= 0.2217 và 0.2291 (mức thấp, nhưng chấp nhận được ở mơ hình đơn biến), cho thấy CASH giải thích được gần 23% ROA của doanh nghiệp.
Bảng 4.9: Kiểm định sự phù hợp của các biến mơ hình ROA và CASH
Phương trình ROA (t) với CASH (t-1)
Phương trình ROA (t) và CASH (t-1) và CASH (t)
Kết quả bảng 4.8, dãy A cho thấy, biến LAG1_CASH tác động thuận chiều lên biến ROA với hệ số là 0.17 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan dương
giữa 2 biến này cho thấy doanh nghiệp nắm giữ một lượng tiền lớn sẽ hoạt động hiệu quả hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng lý thuyết (các doanh nghiệp sẽ tích
lũy tiền mặt để đầu tư vào các dự án lợi nhuận để có được mức ROA tốt) và phù
hợp với kết quả mô tả thống kê (các doanh nghiệp nắm giữ một lượng lớn tiền
(CASH) lớn có khuynh hướng có ROA cao). Về độ lớn của hệ số hồi quy
(βLAG1_CASH = 0.17), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu tiền và tương đương tiền của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì ROA tăng thêm 0.17 đơn vị.
Kết quả bảng 4.8, dãy B cho thấy, cả biến LAG1_CASH và CASH đều tác động thuận chiều lên biến ROA với hệ số là 0.12 và 0.072 và đều có ý nghĩa thống kê ở
mức 1%. Kết quả này đã bổ sung cho kết quả ở dãy A. Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp đồng thời cịn phụ thuộc vào q trình tích lũy tiền mặt, nắm giữ tiền mặt ở ngay tại năm t và năm t-1.
4.2.3. Tác động của việc nắm giữ tiền đến giá trị doanh nghiệp
Tương tự như phương trình thể hiện mối quan hệ giữa ROA và CASH, tác giả thực hiện một phép hồi quy tương tự cho biến PTB và CASH nhằm xem xét giá trị doanh nghiệp phụ thuộc vào việc nắm giữ tiền (CASH) như thế nào. Phương trình hồi quy được lượt theo 02 phương pháp OLS và GLS. Phép hồi quy sử dụng kết hợp cả việc sử dụng biến trễ và không dùng biến trễ. Kết quả được trình bày dưới đây, dãy A trình bày kết quả hồi quy PTB năm t theo CASH năm t-1. Dãy B trình bày kết quả hồi quy của PTB năm t theo CASH năm t-1 và t.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy của PTB và CASH
OLS
GLS
Pooling Fixed Effect Random Effect
Dãy
A
Dãy A: PTBt = α + α1*CASHt-1 + α3*ID
Constant 0.231*** 0.232*** 0.254* 0.273***
(t-statistic) (2.791) (3.014) (1.679) (4.256)
LAG1_CASH 0.625*** 0.631*** 0.441*** 0.515***
(t-statistic) (7.953) (8.607) (5.382) (8.425)
LR test Chi2 (7) = 151.71*** Prob = 0.0000
Hausman test Chi2 (1) = 4.699** Prob = 0.0302
Observations 983 983 983 983 R2 0.1015 0.2300 0.0413 0.2157 Dãy B
Dãy B: PTBt = α + α1*CASHt-1 + α2CASHt + α3*ID
Constant 0.216*** 0.221*** 0.224 0.253*** (t-statistic) (2.599) (2.865) (1.509) (3.938) LAG1_CASH 0.478*** 0.525*** 0.347*** 0.372*** (t-statistic) (4.730) (5.520) (3.963) (4.723) CASH 0.230** 0.163* 0.263*** 0.230*** (t-statistic) (2.296) (1.736) (2.994) (2.842)
LR test Chi2 (7) = 149.46*** Prob = 0.0000
Hausman test Chi2 (2) = 9.103*** Prob = 0.0105
Observations 983 983 983 983 R2 0.1064 0.2324 0.0508 0.2216
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
Kết quả hồi quy bảng 4.10, trong phương pháp OLS, ở cả dãy A và B cả 2 kiểm định Hausman và kiểm định LR đều đi tới một kết luận là mơ hình hồi quy theo hiệu ứng cố định (Fixed Effect) hiệu quả hơn. Sau đó, tác giả thực hiện hồi quy theo phương pháp GLS theo mơ hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect) để xem xét mối quan hệ giữa PTB và CASH.
Tương tự mơ hình CASH và các yếu tố, tác giả dùng kiểm định Wald để xem xét sự cần thiết của mỗi biến trong mơ hình. Bảng 4.11 cho kết quả giá trị P = 0.000 < 0.05 ở cả 2 dãy A và B nên giả thuyết H0 (H0: βk= 0) bị bác bỏ, tức là các biến đưa vào
mơ hình có hệ số hồi quy khác 0 có ý nghĩa. Ngồi ra, hệ số R2 = 0.215 và 0.221 (mức thấp, nhưng chấp nhận được ở mơ hình đơn biến), cho thấy CASH giải thích được quanh mức 22% PTB của doanh nghiệp.
Bảng 4.11: Kiểm định sự phù hợp của các biến mơ hình PTB và CASH
Phương trình hồi quy PTB (t) với CASH (t-1)
Phương trình hồi quy PTB (t) và CASH (t-1) và CASH (t)
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
Kết quả bảng 4.10, dãy A cho thấy, biến LAG1_CASH tác động thuận chiều lên biến PTB với hệ số là 0.515 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mối tương quan
dương giữa 2 biến này cho thấy doanh nghiệp nắm giữ một lượng tiền lớn sẽ có giá trị thị trường cao hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng lý thuyết (các doanh
nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt sẽ có hiệu quả hoạt động kinh doanh tốt hơn, thì giá