3. DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu
3.2.3 Mơ hình hồi quy hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects)
Mơ hình hồi quy hiệu ứng ngẫu nhiên giả định đặc điểm riêng giữa các thực thể đƣợc cho là ngẫu nhiên và không tƣơng quan đến các biến giải thích. Mơ hình REM xem các phần dƣ của mỗi thực thể là một biến giải thích mới và do nó tiết kiệm đƣợc bậc tự do. Ý tƣởng cơ bản của mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên cũng bắt đầu từ mơ hình:
Giống nhƣ mơ hình hiệu ứng cố định, mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên có các hệ số chặn khác nhau cho từng đơn vị chéo nhƣng không khác nhau theo thời gian với giả định là mối quan hệ giữa các biến giải thích và các biến phụ thuộc là khơng đổi giữa các đơn vị chéo. Tuy nhiên với mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên, hệ số chặn cho mỗi đơn vị chéo đƣợc giả định bổ sung thêm giá trị vào giá trị hệ số chặn chung . Nhƣ vậy, hệ số chặn chung ( ) sẽ thay đổi ngẫu nhiên theo từng đơn vị chéo nhƣng không thay đổi theo thời gian.
Khơng giống nhƣ mơ hình hiệu ứng cố định, REM sẽ khơng sử dụng biến giả để nắm bắt tất cả các đặc điểm không quan sát đƣợc và sự khác nhau giữa các đơn vị chéo. Tuy thế nhƣng đặc điểm không quan sát đƣợc và sự khác nhau giữa các đơn vị chéo vẫn sẽ đƣợc nắm bắt bởi sai số chéo . phải thỏa mãn các điều kiện:
Có giá trị trung bình bằng 0, khơng tƣơng quan với sai số hồi quy , phƣơng sai của là hằng số, độc lập với biến giải thích. Tuy nhiên, REM có hạn chế là mắc phải tính khơng đồng nhất của các hệ số tƣơng quan từ các tác động riêng rẽ và ngẫu nhiên.
Nhìn chung, FEM hay REM tốt hơn cho nghiên cứu phụ thuộc vào giả định có hay khơng sự tƣơng quan giữa và các biến giải thích. Nếu giả định rằng khơng có tƣơng quan thì REM phù hợp hơn và ngƣợc lại. Kiểm định Hausman là một trong những phƣơng pháp để lựa chọn FEM và REM. Vì thế, trong phần nghiên cứu này sẽ lần lƣợt đi qua cả ba mơ hình là Pooled OLS, FEM, REM để lựa chọn mơ hình phù hợp nhất.
3.2.4 Mơ hình hồi quy GMM
Với giả định rằng các cơng ty có thể nhanh chóng điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt mục tiêu hoặc tối ƣu mà khơng phải chịu chi phí điều chỉnh, mơ hình dữ liệu bảng tĩnh có thể tiến hành cho phân tích này. Tuy nhiên, nếu công ty không thể chuyển đổi ngay về mức tỷ lệ nắm giữ tiền mặt mong muốn do tồn tại tồn tại chi phí giao dịch và các chi phí điều chỉnh khác (Myers, 1984; Fischer và cộng sự, 1989),
thì mơ hình động nên đƣợc áp dụng. Dƣới giả thuyết trên, mơ hình điều chỉnh từng phần có thể đƣợc ƣớc lƣợng nhƣ sau:
= * + * + * + * + *
+ * + * + * + * + + (1)
Mỗi sự khác nhau không quan sát đƣợc giữa các công ty đƣợc biểu hiện qua biến giả , cố định theo thời gian nhƣng biến đổi theo công ty. Mỗi sự khác nhau không quan sát đƣợc trong mỗi giai đoạn thời gian đƣợc thể hiện bởi biến giả , đƣợc cố định theo đơn vị chéo nhƣng biến đổi theo thời gian. là sai số.
Tuy nhiên, Bond (2002) tranh luận rằng những tác động riêng rẽ ( ) là ngẫu nhiên và do đó chúng ln luôn tƣơng quan với biến . Hồi quy bình phƣơng bé nhất khơng ƣớc lƣợng phù hợp vì hệ số tƣơng quan giữa biến phụ thuộc có độ trễ và sai số đƣợc bao gồm trong ( + ). Cách hiệu quả để gỡ bỏ những tác động đặc trƣng cơng ty là ƣớc lƣợng mơ hình điều chỉnh từng phần bằng cách lấy sai phân bậc một của đẳng thức (1) trong công thức sau:
ΔCASHit = ΔCASHi,t-1 + * + * + * + * + * + * + * + * + * + Δ λt + Δeit (2)
Tuy nhiên, mơ hình này khơng hiệu quả bởi vì Δ bị tƣơng quan với Δ . Để giải quyết vấn đề này, Arrelano và Bond (1991) đề nghị phƣơng pháp GMM, sử dụng những công cụ liên quan với biến phụ thuộc có độ trễ.
Một vấn đề khác trong tính tốn mà khơng nhất thiết có liên quan đến các đặc trƣng năng động, phát sinh bởi vì các biến mang tính đặc trƣng cơng ty có thể khơng là biến ngoại sinh hồn toàn. Tức là, những biến động mạnh đang ảnh hƣởng đến việc nắm giữ tiền mặt của các cơng ty cũng có khả năng ảnh hƣởng đến một số các biến hồi quy nhƣ tính thanh khoản và địn bẩy. Hơn nữa, rất có khả năng một số biến hồi quy có tƣơng quan với các giá trị trong quá khứ và hiện tại của các thành phần mang đặc trƣng riêng có biến động ngẫu nhiên
Những vấn đề nêu trên ủng hộ việc sử dụng một phƣơng pháp ƣớc lƣợng với các biến cơng cụ, trong đó biến phụ thuộc có độ trễ và các biến hồi nội sinh đƣợc dùng nhƣ là các biến cơng cụ. Do đó, sử dụng phƣơng pháp GMM cung cấp ƣớc lƣợng tham số phù hợp bằng cách sử dụng các cơng cụ có thể đƣợc lấy từ các điều kiện trực giao tồn tại giữa các giá trị trễ của các biến và các biến động ngẫu nhiên (Arellano và Bond, 1991). Độ vững của ƣớc lƣợng GMM tùy thuộc vào một sự lựa chọn tối ƣu của các công cụ mà giá trị của các cơng cụ phụ thuộc vào việc khơng có tƣơng quan chuỗi bậc cao hơn trong các thành phần mang đặc trƣng riêng của sai số. Do đó, một kiểm định cho tƣơng quan chuỗi bậc hai của phần dƣ mơ hình GMM đƣợc yêu cầu. Bài nghiên cứu cũng thực hiện kiểm định Sargan để xem xét liệu rằng các biến cơng cụ và phần dƣ có độc lập nhau khơng.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.1 Thống kê mô tả
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến
Bảng này trình bày đặc trƣng mẫu gồm 167 cơng ty trong giai đoạn 2007-2013. CASH là tỷ lệ của tổng số tiền mặt và tƣơng đƣơng tiền trên tổng tài sản. LEV là tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản. BANK là tỷ lệ của tổng số các khoản vay ngân hàng trên tổng nợ. DIV là tỷ lệ thanh toán cổ tức trên tổng tài sản. CF là tỷ lệ lợi nhuận trƣớc thuế cộng với khấu hao trên tổng tài sản. SIZE là ln (tổng tài sản). VAR là độ lệch chuẩn của dòng tiền trên tổng tài sản. GRT là tốc độ tăng trƣởng tài sản. LIQ đƣợc xác định bằng cách lấy (tài sản ngắn hạn - nợ ngắn hạn – tiền và tƣơng đƣơng tiền) chia cho tổng tài sản. EX là tỷ lệ số thành viên HĐQT tham gia điều hành trên tổng số lƣợng thành viên HĐQT. CEO là biến giả, nhận giá trị 1 nếu chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm vị trí tổng giám đốc điều hành và ngƣợc lại sẽ nhận giá trị 0.
Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam khoảng 10,4%. Kết quả này trong bài nghiên cứu ở Pakistan của Attaullah Shah (2011) là 8,26% và những bài nghiên cứu của Ozkan & Ozkan (2004), Kim và cộng sự (1998) lần lƣợt ở Anh và ở Mỹ là 9,9% và 8,1%. Hay kết quả nghiên cứu của Marco & Javier (2012) đối với các công ty ở Ý cũng cho kết quả là 10% và phát hiện của Drobet và công sự (2010) trên 45 quốc gia từ 1995-2005 là 12,6%. Tuy nhiên, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trong bài nghiên cứu của Opler và công sự (1999) là 17%. Chỉ số này khá cao nhƣng dễ dàng đƣợc giải thích bởi cơng thức tính tỷ lệ tiền mặt nắm giữ của Opler có một chút khác biệt so với công thức đƣợc áp dụng trong các bài nghiên cứu trƣớc:
Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt =
CASH LEV BANK DIV CF SIZE VAR GRT LIQ EX CEO
Mean 0.104 0.472 0.380 0.033 0.121 26.974 0.073 0.173 0.142 0.374 0.394 Median 0.067 0.500 0.392 0.022 0.100 26.820 0.051 0.120 0.137 0.400 0.000 Maximum 0.840 0.907 0.983 0.668 0.641 34.720 0.695 2.345 0.750 1 1 Minimum 0.000 0.006 0.000 0.000 -0.616 23.550 0.008 -1.205 -0.398 0 0 Std. Dev. 0.110 0.214 0.282 0.046 0.107 1.466 0.076 0.290 0.187 0.185 0.489 Obs 1169 1169 1169 1169 1169 1169 1169 1169 1169 1169 1169
Vây thông qua việc đối chiếu với số liệu trong các bài nghiêu cứu liên quan, chúng ta nhận thấy mức nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp tại Việt Nam khơng có sự khác biệt nhiều.
Bảng 4.2: Thống kê mô tả mức độ nắm giữ tiền mặt của hai sàn chứng khoán HOSE và HNX CASH_HNX CASH_HOSE Mean 0.101373 0.105629 Median 0.064185 0.068141 Maximum 0.815176 0.839707 Minimum 0.000283 0.000467 Std. Dev. 0.110689 0.109478 Observations 399 770
Thống kê mô tả biến CASH ở 2 sàn HNX và HOSE cho thấy sự khác biệt trọng việc nắm giữ tiền mặt của các công ty trên hai sàn này là rất bé (mức nắm giữ tiền mặt của HNX và HOSE là 10,1% và 10,6% với độ lệch lần lƣợt là 11,1% và 10,9%). Mức độ tƣơng đồng này ủng hộ thêm cho tỷ lệ nắm giữ tiền mặt chung (10,4%) của cả hai sàn là khá vững, mang tính đại diện cho mức độ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam.
Biểu đồ 4.1 bên dƣới thể hiện sự biến động mạnh trong tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Viêt Nam từ năm 2007 – 2009 và giao động nhẹ xoay quanh giá trị trung bình 10,4% từ giai đoạn 2010-2013. Giai đoạn có mức độ biến động khá cao là 2007-2009
Hình 4.1: Diễn biến mức độ nắm giữ tiền mặt qua các năm của các công ty niêm yết trên 2 sàn chứng khoán HOSE và HNX
- Năm 2007, Việt Nam chính thức gia nhập WTO, các nguồn vốn nƣớc ngoài bắt đầu gia tăng chảy vào Việt Nam. Chính vì điều này mà các doanh nghiệp Việt Nam cũng có cơ hội tìm kiếm các khả năng đầu tƣ mới, dẫn đến thực trạng các họ gia tăng vốn tiền mặt để sẵn sàng đón nhận các cơ hội đầu tƣ này. Hơn thế nữa, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam chứng kiến tốc độ tăng trƣởng cực mạnh vào năm 2007. Đó cũng chính là thời điểm mà những hoạt động nâng cao tính cơng bằng, công khai, minh bạch cho thị trƣờng chứng khoán đƣợc yêu cầu. Việc tổ chức cuộc bình chọn báo cáo thƣờng niên của các doanh nghiệp niêm yết diễn ra từ năm 2007 là một ví dụ điển hình. Tất yếu các doanh nghiệp niêm yết gia tăng tính thanh khoản để tạo sức hút với nhà đầu tƣ bằng công tác nâng cao lƣợng tiền mặt và tƣơng đƣơng tiền trên bảng cân đối kế toán.
2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Tiền mặt/TTS 11.01% 8.38% 11.72% 10.64% 10.45% 10.07% 10.66% 0.00% 2.00% 4.00% 6.00% 8.00% 10.00% 12.00% 14.00%
- Đến năm 2008, cả thế giới chứng kiến cơn khủng hoảng tài chính từ Mỹ: Kim ngạch xuất khẩu Việt Nam giảm; bong bóng bất động sản vỡ khi chính sách thắt chặt tiền tệ đƣợc áp dụng tháng 4/2008 khiến các ngân hàng bị cắt nguồn cung, làn sóng tháo chạy bắt đầu, giá tụt dốc không phanh, thị trƣờng bất động sản rơi vào cảnh lao đao; đến tháng 09/2008 trƣờng chứng khoán Việt Nam bắt đầu lâm vào tình trạng rớt điểm mạnh. Tính thanh khoản của các tài sản đầu tƣ trong thời gian này giảm mạnh, làm cho các doanh nghiệp phải gánh chịu áp lực trả nợ và trả lãi lớn do vay nợ quá nhiều trƣớc đó, kết hợp với việc tỷ suất sinh lời giảm mạnh… Điều này dẫn đến nguồn tiền trong doanh nghiệp giảm nhanh.
- Năm 2009 là rất khó khăn với nền kinh tế Việt Nam với tốc độ tăng trƣờng GDP là 5,2% - thấp nhất trong 10 năm kể từ 1999-2009. Nguyên nhân thứ nhất là do thời điểm này chúng ta đã hội nhập sâu hơn vào WTO nên gánh chịu áp lực cạnh tranh từ các nƣớc thế giới trong khi tiềm lực các doanh nghiệp Việt Nam còn hạn chế hay chƣa bắt kịp, dẫn đến kim ngạch xuất khẩu tiếp tục giảm. Thứ hai, các nguồn vốn đầu tƣ và kiều hối chảy vào Việt Nam giảm mạnh do thế giới vẫn đang đối mặt với khủng hoảng toàn cầu. Thứ ba, thiên tai, dịch bệnh xảy ra trên diện rộng với mức độ rất nặng nề (điển hình là 11 cơn bão trong năm 2009). Với nền kinh tế khó khăn, các doanh nghiệp gia tăng nguồn tiền mặt để tạo tấm đệm bảo vệ doanh nghiệp trƣớc những biến động lớn của nền kinh tế. Thêm vào đó, đứng trƣớc dự báo là nền kinh tế bắt đầu có những bƣớc khởi sắc hơn trong những năm sau nên việc gia tăng tiền mặt nhƣ một bƣớc chuẩn bị để đón nhận cơ hơi sau khủng hoảng.
Ngồi ra, bảng 4.1 cũng cung cấp một cái nhìn sơ lƣợc về cơ cấu ban giám đốc của các công ty Việt Nam. Khoảng 39,4% trong tổng số 167 công ty (tƣơng đƣơng 66 cơng ty) có chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm vị trí tổng giám đốc điều hành. Con số này đối với nghiên cứu của Ozkan & Ozkan (2004) chỉ có 8,6%. Mức độ thành viên HĐQT nắm giữ các chức vụ giám đốc điều hành chiếm khoảng 37,4%. Hai yếu tố trên đã làm nổi bật lên mức độ phân bổ thành viên HĐQT trong bộ máy quản lý điều hành của các công ty Việt Nam là khá cao. Điều này cũng khá hợp lý với đặc
trƣng môi trƣờng kinh doanh tại Việt Nam khi số lƣợng cơng ty gia đình chiếm tỷ trọng khơng nhỏ, cũng nhƣ các mối quan hệ gia đình chi phối khá mạnh trong cơng tác điều hành và tổ chức hoạt động của doanh nghiệp.
Bảng 4.3: Ma trận tƣơng quan giữa các biến
CASH LEV BANK DIV CF SIZE VAR GRT LIQ EX CEO
CASH 1.00 LEV -0.30 1.00 BANK -0.34 0.39 1.00 DIV 0.31 -0.40 -0.27 1.00 CF 0.43 -0.43 -0.32 0.56 1.00 SIZE -0.03 0.29 0.18 -0.12 -0.06 1.00 VAR 0.22 -0.25 -0.19 0.23 0.39 -0.19 1.00 GRT 0.15 0.09 0.04 -0.05 0.14 0.07 0.13 1.00 LIQ -0.10 -0.44 -0.31 0.15 0.12 -0.17 0.12 -0.04 1.00 EX -0.06 0.08 -0.02 -0.05 0.01 -0.11 0.06 0.02 0.06 1.00 CEO -0.03 -0.04 -0.02 -0.03 -0.02 -0.08 0.12 0.06 0.12 0.34 1.00
Bảng 4.3 trình bày ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến giai đoạn 2007 – 2013 cho 167 công ty phi tài chính đang đƣợc niêm yết trên hai sàn chứng khoán HNX và HOSE: Các biến LEV, BANK, DIV, CF, VAR, GRT có mối tƣơng quan với CASH mạnh hơn các biến LIQ, EX, CEO, SIZE. Trong đó:
Địn bẩy tài chính (LEV) có mối quan hệ ngƣợc chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt cho thấy các công ty tiến hành vay nợ khi thiếu hụt nguồn ngân quỹ nội bộ. Mối quan này cũng tƣơng ứng với vay nợ ngân hàng (BANK) cho thấy những doanh nghiệp mà dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn vay ngân hàng thì có xu hƣớng nắm giữ ít tiền mặt.
Ngƣợc lại, tốc độ tăng trƣởng (GRT) có mối quan hệ dƣơng với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt nghĩa là công ty tăng trƣởng nhanh và lợi nhuận cao thì sẽ có nhiều cơ hội đầu tƣ; vì thế họ sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt để tránh chi phí giao dịch và từ bỏ những cơ hội đầu tƣ có NPV dƣơng. Đồng thời dịng tiền (CF) cũng có tƣơng quan dƣơng cho thấy khi đứng trƣớc các cơ hội đầu tƣ tiềm năng, các doanh nghiệp có xu hƣớng gia tăng dịng tiền bằng cách tích trữ tiền mặt lớn thay vì huy động ngồi.
Hình 4.2: Diễn biến mức độ nắm giữ tiền mặt, dòng tiền và tốc độ tăng trƣởng của các cơng ty niêm yết trên 2 sàn chứng khốn HOSE và HNX giai đoạn
2007-2013 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 CASH 11.01% 8.38% 11.72% 10.64% 10.45% 10.07% 10.66% CF 14.27% 11.96% 14.65% 13.44% 11.21% 9.64% 9.77% GRT 47.03% 14.41% 22.38% 18.08% 11.03% 2.75% 5.50% 0.00% 5.00% 10.00% 15.00% 20.00% 25.00% 30.00% 35.00% 40.00% 45.00% 50.00%
Tƣơng tự GRT, độ bất ổn dòng tiền (VAR) tƣơng quan dƣơng với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt bởi vì khi cơng ty đối mặt độ biến động dịng tiền mạnh sẽ có nguy ro gặp rủi ro phá sản. Cho nên nếu họ nắm giữ tiền mặt lớn thì sẽ hạn chế đƣợc khả năng kiệt quệ tài chính. Thanh tốn cổ tức (DIV) cũng có mối tƣơng quan dƣơng chứng tỏ các cơng ty luôn nắm giữ một tỷ lệ dữ trữ tiền mặt nhất định nhằm đảm bảo khả năng thanh toán cổ tức cho cổ đơng kịp thời.
Hình 4.3: Diễn biến mức độ nắm giữ tiền mặt và các tài sản có tính thanh