CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Mở rộng giai đoạn nghiên cứu
Do kết quả hồi quy kiểm tra tác động đồng thời giữa 2 biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tiền mặt kỳ trước và tiền mặt tăng thêm cùng với tỷ lệ địn bẩy tài chính đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Cho nên tác giả đã quyết định mở rộng giai đoạn nghiên cứu thêm 2 năm, tức là giai đoạn nghiên cứu từ 2008 – 2012. Do cấu trúc dữ liệu tác giả sử dụng để hồi quy là dữ liệu bảng cân bằng, cho nên tác giả đã loại trừ 86 công ty không đủ dữ liệu so với mẫu ban đầu, tức là những cơng ty có thời gian phát hành lần đầu ra công chúng trong giai đoạn 2008 - 2010. Vì vậy, mẫu nghiên cứu phù hợp của giai đoạn này rút ngắn lại cịn 205 cơng ty và số quan sát tăng lên 1,025 quan sát. Kết quả 2 phương trình hồi quy giai đoạn 2008 – 2012 được trình bày ở bảng 4.7.
Kết quả hồi quy mơ hình I cho thấy hai biến thay đổi số dư tiền mặt Ci,t và số dư tiền mặt Ci,t-1 đều có nghĩa thống kê (p = 0). Điều này khẳng định việc nắm giữ tiền mặt thực sự có ảnh hưởng đến giá trị cơng ty. Tuy nhiên hệ số hồi quy của biến thay đổi số dư tiền mặt Ci,t chỉ bằng 0.227, giảm rất nhiều so với 0.455 theo kết quả hồi quy dữ liệu giai đoạn 2010 – 2012. Điều đó cho thấy các nhà đầu tư đánh giá rất thấp giá trị tiền mặt do doanh nghiệp nắm giữ trong giai đoạn này.
Trong khi đó, kết quả hồi quy mơ hình II nhằm kiểm tra ảnh hưởng đồng thời giữa 2 biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tiền mặt kỳ trước ( Ci,t Ci,t-1) và biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tỷ lệ đòn bẩy tài chính ( Ci,t Li,t) đều khơng có ý nghĩa thống kê với xác suất p tương ứng là 0.275 và 0.795. Trong khi đó, hệ số hồi quy của 2 biến Ci,t Ci,t-1 và Ci,t Li,t tương ứng là -0.088 và 0.063 đã thay đổi rất nhiều so với giai đoạn 2010 – 2012 với kết quả tương ứng là -0.015 và - 0.322.
Bên cạnh đó, mặc dù giá trị p của kiểm định F vẫn bằng 0. Tuy nhiên, hệ số xác định R2
của giai đoạn này chỉ còn 4.76%, giảm rất nhiều so với R2 của giai đoạn 2010 – 2012 là 14%. Điều đó chứng tỏ mức độ phù hợp của mơ hình giai đoạn này kém hơn so với mơ hình giai đoạn 2010 – 2012.
Bảng 4.7 Kết quả hồi quy mơ hình nghiên cứu giai đoạn 2008 – 2012
Để giải thích cho kết quả này, dựa vào hình 4.1, ta có thể thấy tổng giá trị thị trường
của các công ty trong mẫu quan sát trong giai đoạn từ 2007 đến 2009 có rất nhiều biến động. Đây cũng chính là giai đoạn thị trường chứng khốn Việt Nam bùng nổ rồi sau đó rơi vào khủng hoảng. Dựa vào biểu đồ, ta có thể thấy giá trị thị trường
năm 2007 cao gần gấp đôi so với các năm còn lại. Trong khi giá trị thị trường năm 2008 lại ở mức thấp nhất trong các năm. Do đó có khả năng trong giai đoạn này tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu sẽ bị nhân tố thị trường chi phối nhiều hơn so với các biến đặc trưng của công ty được sử dụng trong mơ hình. Chính điều đó đã khiến cho mơ hình thời kỳ này trở nên kém phù hợp hơn so với giai đoạn 2010 – 2012.
Hình 4.1 Giá trị thị trường của các công ty trong mẫu quan sát giai đoạn 2007 - 2012
Như vậy, với mục tiêu đầu tiên là tìm bằng chứng thực nghiệm cho thấy ảnh hưởng của quyết định nắm giữ tiền mặt đến giá trị của các cơng ty, thì thơng qua kết quả từ mơ hình hồi quy, tác giả đã tìm được bằng chứng thực nghiệm cho thấy việc nắm giữ tiền mặt thực sự có ảnh hưởng đến giá trị công ty. Cụ thể hơn, đối với một công ty trung bình của mẫu nghiên cứu, các cổ đông đã định giá một đồng tăng thêm trong quỹ tiền mặt của công ty trong giai đoạn 2010 – 2012 có giá trị là 0.456 đồng và trong giai đoạn 2008 – 2012 là 0.227 đồng, thấp hơn so với kết quả nghiên cứu của Mỹ là 0.751 (Faulkender và Wang, 2006) và của Pháp là 0.61 (Autukaite và Molay, 2011). Điều này có thể lý giải là do tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của các doanh
- 50.00 100.00 150.00 200.00 250.00 300.00 350.00 400.00 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Ngàn tỷ Giá trị thị trường
nghiệp Việt Nam trong mẫu khảo sát cao hơn và việc sử dụng địn bẩy tài chính của các doanh nghiệp này cũng cao hơn so với các nước kia.
Để tìm kiếm bằng chứng thực nghiệm củng cố cho giả thiết cho rằng cơng ty có lượng tiền mặt nắm giữ cao hoặc sử dụng nhiều địn bẩy tài chính thì các nhà đầu tư sẽ định giá thấp giá trị tiền mặt do doanh nghiệp nắm giữ, tác giả đã mở rộng mơ hình nghiên cứu bằng cách đưa thêm 2 biến kết hợp Ci,t Ci,t-1 và Ci,t Li,t.. Kết quả hồi quy trong cả hai giai đoạn nghiên cứu đều cho thấy cả 2 biến này đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên, nếu chấp nhận xác suất p = 0.195, thì kết quả hệ số hồi quy β4 của biến Ci,t Li,t bằng -0.322 trong giai đoạn 2010 – 2012 đã xác nhận giả thiết thứ ba cho rằng cơng ty vay nợ càng nhiều thì các nhà đầu tư càng đánh giá thấp giá trị tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ.