Nhân tố Kỳ vọn dấu
Hệ số nợ +/-
Chi trả cổ tức +/-
Khả năng sinh lợi +
Tài sản thanh khoản thay thế tiền mặt -
Quy mô công ty +/-
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ các nội dung trên.
3.3. D liệu n hiên cứu:
Bài nghiên cứu quan sát mẫu 115 cơng ty phi tài chính thuộc 5 nhóm ngành kinh tế khác nhau trong giai đoạn từ 2007 đến 2014 gồm: 27 công ty thuộc ngành công nghiệp, 18 công ty thuộc ngành dịch vụ, 33 công ty ngành hàng tiêu dùng, 22 công ty ngành vật liệu cơ bản và 15 công ty thuộc các ngành còn lại khác. Việc phân chia các doanh nghiệp vào các nhóm ngành như trên dựa theo chuẩn ICB (Industry Classification Benchmark) được phát triển bởi Dow Jones và FTSE, hiện đang được sử dụng phổ biến tại nhiều quốc gia như: Mỹ, các quốc gia Châu Âu và Châu Á Thái Bình Dương.
Mẫu dữ liệu có dạng bảng cân đối (balanced panel data) gồm 920 quan sát
của 115 công ty được niêm yết trên 2 sở giao dịch chứng khoán HSX (Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM) và HNX (Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội) trong giai đoạn từ năm 2007-2014. Nguồn dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính của các cơng ty được cơng bố trên các website tài chính uy tín tại Việt Nam: www.cafef.vn, www.bvsc.com.vn, www.cophieu68.vn, www.stockbiz.vn.
Việc sử dụng dữ liệu dạng bảng đem lại nhiều ưu điểm trong nghiên cứu thực nghiệm:
Trước hết, dữ liệu dạng bảng thể hiện thông tin của nhiều doanh nghiệp khác nhau theo thời gian, do đó có thể phát hiện và đo lường tốt hơn các đặc điểm không đồng nhất thông qua xem xét các biến số có tính đặc thù theo từng đối tượng;
Thứ hai, bằng cách kết hợp các quan sát chuỗi theo thời gian và theo không gian, dữ liệu bảng cung cấp thông tin nhiều hơn, đa dạng hơn và hiệu quả hơn.
3.4. Phươn pháp kỹ thuật:
Phương pháp ước lượng chính của bài nghiên cứu là phương pháp GMM, cụ thể hơn là dạng System GMM (GMM hệ thống) để xác định và xem xét sự tác động của các nhân tố đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp trong từng ngành kinh tế và trên tổng thể nền kinh tế. Phương pháp System GMM được sử dụng phổ biến trong các dữ liệu dạng bảng vi phạm giả thiết nội sinh hoặc vi phạm tính chất HAC (Heteroskedasticity and AutoCorrelation – tức dữ liệu là bị phương sai thay đổi và/hoặc bị tự tương quan). Theo đó, phương pháp này sẽ khắc phục các vi phạm này và cho kết quả các hệ số hồi quy vững, không chệch, phân phối chuẩn và hiệu quả. Ý tưởng chủ đạo của phương pháp GMM là sẽ dùng một bộ ma trận vector các biến cơng cụ (hay cịn gọi là điều kiện Moment) để thay thế cho các biến nội sinh đã gây ra thiên lệch trong hồi quy OLS nhằm ước lượng vector hệ số β của mơ hình.
Theo đó, để kiểm tra tính hiệu quả, tin cậy của ước lượng GMM, bài nghiên
cứu thực hiện 2 kiểm định: kiểm định Hansen (để kiểm định xem biến cơng cụ có
tương quan với phần dư của mơ hình khơng) và kiểm định Arellano-Bond (để kiểm định xem mơ hình có bị tự tương quan chuỗi bậc hai giữa các phần dư hay không).
Kiểm định Hansen: kiểm định xem biến cơng cụ có giá trị hay khơng (tức biến cơng cụ khơng có tương quan với phần dư của mơ hình).
- Giả thuyết Ho: Biến cơng cụ khơng có tương quan với phần dư.
- Nếu p_value > mức ý nghĩa đã chọn: chấp nhận giả thuyết Ho, tức biến cơng cụ khơng có tương quan với phần dư.
Kiểm định tự tươn quan chuỗi bậc 2 (Arellano-Bond Test): nhằm
kiểm định xem mơ hình có bị hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc hai giữa các phần dư hay không:
- Giả thuyết Ho: khơng có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc hai trong các phần dư.
- Nếu p_value > mức ý nghĩa đã chọn: chấp nhận giả thuyết Ho, tức mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc hai.
Ngoài ra, để cung cấp thêm bằng chứng hỗ trợ cho kết quả hồi quy GMM, bài nghiên cứu cũng tiến hành hồi quy mơ hình tổng thể nền kinh tế theo 3 phương pháp ước lượng khác là: Hồi quy kết hợp tất cả các quan sát (Pool OLS), mơ hình tác động cố định (FEM), mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) để so sánh, đối chiếu lại kết quả GMM. Trong đó:
Pool OLS: Mơ hình này giả định rằng khơng tồn tại sự khác biệt giữa
các đối tượng (công ty) hoặc các thời điểm khác nhau (tức các hệ số hồi quy không thay đổi theo thời gian và các đơn vị chéo).
FEM: Với giả định mỗi đơn vị đều có những đặc điểm riêng biệt có thể
ảnh hưởng đến các biến giải thích, FEM phân tích mối tương quan này giữa phần dư của mỗi đơn vị với các biến giải thích qua đó kiểm sốt và tách ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt (không đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để chúng ta có thể ước lượng những ảnh hưởng thực của biến giải thích lên biến phụ thuộc.
REM: Với mơ hình này sự biến động giữa các đơn vị được giả sử là ngẫu nhiên và không tương quan đến các biến giải thích. Mơ hình sẽ được ước lượng theo tác động ngẫu nhiên này.
Để xem xét tác động của yếu tố ngành kinh tế lên nắm giữ tiền mặt bài nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng Pool OLS hồi quy biến nắm giữ tiền mặt theo các biến giả ngành kinh tế.
Bên cạnh đó, bài nghiên cứu cũng thực hiện một số kiểm định để kiểm tra tính hiệu quả, chính xác của các kết quả nghiên cứu thực nghiệm:
Kiểm định đa cộn tuyến: thơng qua phân tích tương quan (nếu hệ số
tương quan giữa các biến nhỏ hơn 0.8 có thể kết luận các biến khơng có tương quan cao, mơ hình có đa cộng tuyến thấp hoặc khơng có đa cộng tuyến) hoặc kiểm tra nhân tử phóng đại phương sai VIF (nếu VIF<10 có thể kết luận mơ hình khơng có đa cộng tuyến).
Kiểm định phươn sai thay đổi: thông qua kiểm định Breusch-Pagan
Test/ Cook-Weisberg Test:
- Giả thuyết Ho: phương sai không thay đổi.
- Nếu p_value > mức ý nghĩa đã chọn: chấp nhận giả thuyết Ho.
Kiểm định Durbin-Wu-Hausman: để kiểm tra vấn đề nội sinh trong mơ hình:
- Giả thuyết Ho: tất cả các biến đều là biến ngoại sinh (khơng có tương quan với phần dư)
- Nếu p_value < mức ý nghĩa đã chọn: bác bỏ giả thuyết Ho, điều này cho thấy mơ hình có hiện tượng nội sinh.
Kiểm định Hausman: để kiểm tra biến độc lập Xi có phải là biến nội sinh không, thực hiện kiểm định Hausman theo 2 bước sau đây:
- Bước 1: Hồi quy OLS biến Xi theo tất cả các biến ngoại sinh có trong mơ hình và biến cơng cụ. Sau đó xác định phần dư Resi.
- Bước 2: Hồi quy OLS biến phụ thuộc theo biến Xi và Resi , phần dư trong mơ hình này được gọi là U. Sau đó tiến hành kiểm định giả thiết sau:
+ Nếu p_value < mức ý nghĩa đã chọn: bác bỏ giả thuyết Ho, tức X và U có tương quan -> X là biến nội sinh
Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy: kiểm định này nhằm đảm bảo các biến độc lập trong mơ hình có ý nghĩa giải thích đối với biến phụ thuộc.
- Giả thuyết Ho: hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê.
- Nếu p_value < mức ý nghĩa đã chọn thì giả thuyết Ho bị bác bỏ, tức biến độc lập có ý nghĩa thống kê.
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Dựa trên các u cầu và thiết kế mơ hình nghiên cứu đã đặt ra ở các chương trước, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm nhằm kiểm chứng mơ hình lý thuyết. Nội dung chương này trình bày kết quả thống kê mơ tả mẫu dữ liệu, kết quả hồi quy các mơ hình và các kiểm định cần thiết.
4.1. Thốn kê mô tả
Kết quả thống kê mơ tả chung các chỉ số tài chính và nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam từ năm 2007 đến năm 2014 được trình bày trong bảng 4.1.
Bảng 4.1: Kết quả thống kê mơ tả chung các chỉ số tài chính và nắm giữ tiền mặt
Ngành Các chỉ số tài chính và nắm i tiền mặt
Cơn n hiệp CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1193 0.4504 0.4229 0.1519 0.4506 27.4707
Trung vị 0.0853 0.4603 0.4049 0.1269 0.4747 27.6098
Độ lệch chuẩn 0.1138 0.2102 0.3303 0.1277 0.2164 1.4370
Dịch vụ CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1460 0.4618 0.4395 0.12317 0.4507 26.9986
Trung vị 0.1079 0.4636 0.5533 0.12683 0.4654 26.5893
Độ lệch chuẩn 0.1436 0.2071 0.4087 0.10603 0.1924 1.3426
Hàng tiêu dùng CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1084 0.4608 0.4230 0.1757 0.5240 27.6909
Trung vị 0.0756 0.4803 0.4392 0.1740 0.5297 27.6345
Độ lệch chuẩn 0.0982 0.1911 0.3282 0.1339 0.1743 1.0248
Vật liệu cơ bản CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1389 0.4182 0.3955 0.1763 0.4528 27.4432
Trung vị 0.0905 0.4175 0.4065 0.1524 0.4741 27.3089
Độ lệch chuẩn 0.1501 0.2285 0.3532 0.1550 0.2237 1.1741
Khác CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1188 0.4343 0.3341 0.1618 0.4751 27.7823
Trung vị 0.1018 0.4679 0.3170 0.1611 0.5138 27.5845
Độ lệch chuẩn 0.0960 0.2380 0.2945 0.1542 0.1954 1.6530
Mẫu tổn thể CASH LEV DPO ROE LIQ SIZE
Trung bình 0.1240 0.4469 0.4087 0.1602 0.4753 27.4954
Trung vị 0.0859 0.4592 0.4237 0.1472 0.4939 27.4194
Xét trên tổn thể nền kinh tế:
Kết quả thống kê cho thấy tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam vào khoảng 12.40%, cơ cấu vốn có tỷ trọng nợ trung bình khá cao 44.69%, mức sinh lợi trung bình trên vốn chủ sở hữu khoảng 16.02%, tỷ lệ chi trả cổ tức khoảng 40.87%.
Bảng 4.2: So sánh tỷ lệ nắm giữ tiền trung bình ở các nước với Việt Nam
Việt Nam (%)
So sánh Nước Giá trị (%)
N uồn trích từ tài liệu n hiên cứu
12.40 Cao
hơn
Tây Ban Nha 6.57 Garcia-Teruel và Martinez-
Solano (2008) Mỹ 8-10.5 Kim và các cộng sự (1998), Opler và các cộng sự (1999) 7.9 Cristina Martinez-Solano và cộng sự (2011)
Anh 9.9 Ozkan and Ozkan (2004)
Canada 3.87 Gill. A và Shah (2012)
Nigeria 7.18 Ogundipe L., Ogundipe S.
và Ajao (2012)
Nhìn chung tỷ lệ nắm giữ tiền mặt bình quân của các doanh nghiệp Việt Nam cao hơn so với các doanh nghiệp ở một số nước phát triển trên thế giới (bảng 4.2). Sự khác biệt này có thể là do thị trường tài chính ở Việt Nam cịn nhiều hạn chế về vấn đề bất cân xứng thông tin, chi phí giao dịch cao, làm cho hoạt động huy động vốn của doanh nghiệp cịn nhiều khó khăn,…do đó nhu cầu dự trữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam cao hơn so với các doanh nghiệp ở các nước phát triển.
Bên cạnh đó, xét tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình của các doanh nghiệp Việt Nam qua các năm (đồ thị 4.1) nhận thấy rằng giai đoạn 2007-2009 thật sự là một giai đoạn có tỷ lệ nắm giữ tiền biến động mạnh. Theo đó năm 2008 mức nắm giữ tiền giảm xuống thấp nhất còn 10.09% và tăng mạnh lên 14.9% vào năm 2009, các
năm sau đó mức nắm giữ cũng được duy trì khá cao. Sự biến động này có thể được giải thích là do năm 2008 Việt Nam đối mặt với suy giảm kinh tế và sự bất ổn của thị trường tài chính khiến cho các doanh nghiệp phải sử dụng nhiều nguồn tiền hơn trong năm 2008 và tăng nắm giữ tiền mặt ở các năm sau đó để phịng ngừa rủi ro cũng như phục vụ cho đầu tư. Năm 2013 lượng tiền mặt nắm giữ của các doanh nghiệp cũng đảo chiều tăng mạnh trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đã chạm đáy của khó khăn.
Đồ thị 4.1: Tỷ lệ nắm giữ tiền trung bình qua các năm
Nguồn: Tác giả tự tính tốn và tổng hợp bằng chương trình excel.
Dưới đây là các đồ thị tương quan của từng nhân tố tài chính với nắm giữ tiền mặt qua các năm, qua đó cung cấp cái nhìn tổng quan về biến động của từng nhân tố tài chính so với nắm giữ tiền mặt qua các năm.
Đồ thị 4.2: Tương quan giữa hệ số nợ và nắm giữ tiền mặt qua các năm.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn và tổng hợp bằng chương trình excel.
Đồ thị 4.3: Tương quan giữa chi trả cổ tức và nắm giữ tiền mặt qua các năm.
Đồ thị 4.4: Tương quan giữa khả năng sinh lợi và nắm giữ tiền mặt qua các năm
Nguồn: Tác giả tự tính tốn và tổng hợp bằng chương trình excel.
Đồ thị 4.5: Tương quan giữa tài sản thanh khoản thay thế tiền mặt và nắm giữ tiền mặt qua các năm
Đồ thị 4.6: Tương quan giữa quy mô công ty và nắm giữ tiền mặt qua các năm
Nguồn: Tác giả tự tính tốn và tổng hợp bằng chương trình excel.
Xét tron từn n ành kinh tế
Đồ thị 4.7: So sánh trung bình các chỉ số tài chính giữa các ngành kinh tế
Kết quả thống kê cho thấy, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình cao nhất là trong ngành dịch vụ (14.6%), thấp nhất là trong ngành hàng tiêu dùng (10.8%). Tỷ lệ tương ứng trong ngành vật liệu cơ bản là 13.90%, ngành cơng nghiệp là 11.9% và các ngành cịn lại khác khoảng 11.9%;
Về tỷ trọng nợ trên tổng tài sản, kết quả thống kê cho thấy các doanh nghiệp trong ngành dịch vụ có mức sử dụng nợ trung bình cao nhất (46.2%), tiếp theo đó là ngành hàng tiêu dùng (46.1%), ngành công nghiệp (45%). Con số này trong các ngành còn lại vào khoảng 41.8 – 43.4%. Nhìn chung, mức sử dụng nợ trung bình trong các ngành này đều khá cao.
Về tỷ lệ chi trả cổ tức, kết quả thống kê cho thấy các doanh nghiệp trong ngành dịch vụ có tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình cao nhất (44%), kế đến là ngành hàng tiêu dùng, ngành công nghiệp (khoảng 42.3%), ngành vật liệu cơ bản (39.6%) và thấp nhất là các ngành còn lại khác (33.4%).
Về mức sinh lời trên vốn chủ sở hữu, kết quả cho thấy các doanh nghiệp trong ngành vật liệu cơ bản và ngành hàng tiêu dùng có mức sinh lợi trung bình cao nhất (17.6%), kế đến là ngành khác (16.2%), ngành công nghiệp (15.2%), cuối cùng thấp nhất là ngành dịch vụ (12.3%).
Về tỷ lệ tài sản thanh khoản thay thế tiền mặt trên tổng tài sản trung bình, kết quả cho thấy các doanh nghiệp trong ngành hàng tiêu dùng có tỷ lệ này cao nhất (52.4%), kế đến là ngành khác (47.5%), ngành vật liệu cơ bản (45.2%), cuối cùng thấp nhất là ngành dịch vụ (45.1%) và ngành công nghiệp (45.1%).
Về quy mô công ty, kết quả thống kê cho thấy các doanh nghiệp trong ngành dịch vụ có quy mơ trung bình nhỏ hơn quy mơ trung bình của các doanh nghiệp trong ngành công nghiệp, hàng tiêu dùng, vật liệu cơ bản và ngành khác.
4.2. Phân tích tươn quan i a các biến n hiên cứu
Khi xảy ra hiện tượng các biến độc lập trong mơ hình phụ thuộc tuyến tính lẫn nhau và thể hiện được dưới dạng hàm số thì mơ hình được xem là có đa cộng
tuyến (tức các biến có tương quan cao với nhau). Hậu quả của đa cộng tuyến gần hồn hảo có thể làm cho kết quả ước lượng thu được từ các hệ số hồi quy trái với kỳ vọng hoặc khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó kiểm định đa cộng tuyến là một kiểm định quan trọng cần được xem xét trước khi hồi quy. Kiểm định này được thực hiện bằng cách xem xét tương quan giữa các biến độc lập.
4.2.1. Phân tích tươn quan i a các biến tron mơ hình tổn thể nền kinh tế
Xét tương quan cặp giữa biến phụ thuộc CASH với từng biến độc lập LEV, DPO, ROE, LIQ, SIZE (bảng 4.3) cho thấy Tỷ lệ nắm giữ tiền (CASH) có tương quan có ý nghĩa với Hệ số nợ (LEV), Khả năng sinh lợi (ROE) và Tài sản thanh khoản thay thế tiền mặt (LIQ). Trong đó, biến CASH có tương quan dương với biến ROE và có tương quan âm với biến LEV, LIQ.