chi-square df p-value Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 2641,22 782,46 2,25 45 9 1 0,000 0,000 0,1338 Tổng cộng 3425,93 55 0,000
Với mức ý nghĩa 5%, kết quả kiểm định White cho thấy rằng giá trị p-value của chi bình phương là 0,00 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là mơ hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Do đó, Luận văn sẽ sử dụng phương pháp hồi quy GMM4 để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi của phương pháp hồi quy OLS.
4.1.6 Kiểm định các giới hạn xác định vƣợt quá của phƣơng pháp GMM
Để kiểm định tính phù hợp của phương pháp GMM trong hồi quy, tác giả sử dụng kiểm định Sargan-Hansen hay còn gọi là kiểm định J-test để xác định tính phù hợp của các biến cơng cụ trong mơ hình GMM. Đây là kiểm định các giới hạn xác định vượt q của mơ hình với các giả thuyết kiểm định như sau:
Gi thuyết H0: dữ liệu phù hợp để đáp ứng các giới hạn của mơ hình
Gi thuyết H1: dữ liệu không phù hợp để đáp ứng các giới hạn của mơ hình
Với mức ý nghĩa 5%, nếu giá trị p-value của J-test nhỏ hơn 0,05 thì bác bỏ giả thuyết H0 và ngược lại.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định các giới hạn xác định vƣợt quá của phƣơng pháp GMM
Kiểm định Giá trị p-value
Sargan-Hansen J statistic 3,314 0,191
Nguồn: Kết qu phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Kết quả kiểm định cho thấy rằng giá trị p-value là 0,191 > 0,05 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là dữ liệu phù hợp để đáp ứng các giới hạn của mơ hình GMM.
4.2 Kết quả kiểm định các giả thuyết
Trong chương này, Luận văn sẽ lần lượt trình bày những kết quả hồi quy của ba mơ hình nghiên cứu. Mơ hình đầu tiên nghiên cứu về ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ. Sau đó, mơ hình thứ hai nghiên cứu ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ khi xem xét đến vấn đề hạn chế tài chính. Và mơ hình thứ ba nghiên cứu ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ khi xem xét đến vấn đề đại diện.
Tác giả sẽ sử dụng kết quả hồi quy của phương pháp GMM bậc 4 để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Phương pháp bình phương bé nhất (OLS) không được tác giả sử dụng vì các giả thuyết của phương pháp OLS đã bị vi phạm khi xảy ra hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mơ hình nghiên cứu. Phương pháp hồi quy GMM là một trong những phương pháp nghiên cứu hiện nay được đánh giá rất cao và cũng đã được rất nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới sử dụng nhằm khắc phục hiện tượng nội sinh, hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mơ hình nghiên cứu. Ngoài ra, trong bài nghiên cứu của tác giả việc sử dụng phương pháp hồi quy GMM bậc cao còn khắc phục được các sai số trong đo lường chỉ số Tobin’q.
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy về ảnh hƣởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền lên sự thay đổi trong lƣợng tiền mặt nắm giữ
Phần A Phần B OLS GMM4 OLS GMM4 Hệ số chặn -0,0775 0,035 0,2088 0,366 -0,0868 0,015 -0,091 0,350 CashFlow 0,0479** 0,028 -0,6084** 0,040 0,0382* 0,084 -0,3838*** 0,000 Neg -0,0144 0,131 0,0083 0,826 -0,0115 0,216 -0,0049 0,790 CashFlow* Neg -0,0130** 0,032 1,1074* 0,099 -0,100* 0,093 0,6123*** 0,001 Q 0,0117 0,112 1,480** 0,035 0,0126* 0,086 0,7222*** 0,000 Size 0,0027* 0,052 0,0529* 0,055 0,0027** 0,044 0,0227*** 0,000 Expenditure 0,0049 0,194 -0,0059 0,347 Acquisition 0,0068 0,883 -0,0336 0,397 ∆NCWC 0,1457*** 0,000 0,1618 0,210 ShortDebt 0,0196** 0,038 -0,145*** 0,000 N 3263 3263 R square 0,052 0,0618
Nguồn: Kết qu phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Từ kết quả hồi quy bảng 4.7 cho thấy hầu hết các hệ số ước lượng của các biến nghiên cứu giống với những kỳ vọng ban đầu của Luận văn về ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ. Trong đó, hệ số ước lượng của CashFlow là -0,3838 với mức ý nghĩa 1%, hệ số ước lượng của biến tương tác CashFlow và Neg là 0,6123 với mức ý nghĩa 1% và tổng hệ số ước lượng của CashFlow và CashFlow*Neg là 0,2285. Điều này ngụ ý rằng khi tỷ lệ dịng tiền trên tổng tài sản tăng 1% thì lượng tiền mặt được nắm giữ trên tổng tài sản của doanh nghiệp có dịng tiền dương sẽ giảm đi 0,3838% (và ngược lại), tuy nhiên khi dòng tiền
trên tổng tài sản tăng 1% thì doanh nghiệp có dịng tiền âm sẽ gia tăng lượng tiền mặt được nắm giữ trên tổng tài sản là 0,2285% (và ngược lại). Từ đây cung cấp bằng chứng cho thấy tính bất cân xứng trong dịng tiền có ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ. Đối với những doanh nghiệp có dịng tiền dương, doanh nghiệp sẽ sử dụng tiền để tài trợ cho các dự án đầu tư, do đó lượng tiền mặt dự trữ của công ty sẽ sụt giảm khi công ty có sự gia tăng trong dòng tiền. Khi các doanh nghiệp có dịng tiền âm, doanh nghiệp không thể cắt giảm ngay các khoản đầu tư cho các dự án mà còn phải sử dụng lượng tiền mặt dự trữ để tiếp tục tài trợ cho các dự án bởi vì các điều khoản ràng buộc trong hợp đồng, động cơ che đậy các thông tin xấu và vấn đề đại diện. Do đó, đối với các cơng ty có dịng tiền âm, lượng tiền mặt dự trữ của công ty sẽ sụt giảm khi cơng ty có sự sụt giảm trong dịng tiền.
Bảng 4.7 cũng thể hiện các kết quả hồi quy khác nhau bằng phương pháp hồi quy OLS và GMM bậc 4 nhằm để đánh giá tính hiệu quả của mơ hình khi thêm các biến kiểm soát Expenditure, Acquisition, ∆NCWC, ShortDebt vào mơ hình, cũng như là để so sánh sự khác nhau trong kết quả hồi quy giữa phương pháp hồi quy OLS và phương pháp hồi quy GMM bậc 4.
Hệ số hồi quy của các biến nghiên cứu chính CashFlow và CashFlow*Neg trong phần B theo phương pháp GMM bậc 4 có mức ý nghĩa thống kê cao hơn so với kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM bậc 4 trong phần A. Bên cạnh đó, chỉ tiêu R2 của phương pháp hồi quy OLS dùng để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình trong phần B lớn hơn chỉ tiêu R2 trong phần A, tương ứng là 0,0618 và 0,052. Điều này chứng tỏ rằng việc tác giả đưa thêm các biến kiểm soát vào mơ hình đem tới một kết quả kiểm định tốt hơn cho các giả thuyết của Luận văn.
Ở bốn cột đầu tiên của phần A và phần B, trong khi hồi quy OLS cho kết quả hệ số của biến CashFlow mang dấu dương, mơ hình GMM4 lại cho kết quả hệ số của biến
CashFlow mang dấu âm với mức ý nghĩa thống kê cao hơn. Do các sai số đo lường trong chỉ số Tobin’q và việc vi phạm những giả thuyết kiểm định của mơ hình nên kết quả ước lượng của biến CashFlow bằng phương pháp hồi quy OLS bị chệch. Vì vậy, trong mơ hình hồi quy thứ hai và mơ hình hồi quy thứ 3, tác giả sẽ tiếp tục sử dụng kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM4 để kiểm định các giả thuyết của bài nghiên cứu. Ngoài ra, kết quả hồi quy từ bảng 4.7 còn cho thấy tác động của các biến số khác lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ.
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số Tobin’q, đại diện cho cơ hội tăng trưởng có tác động cùng chiều lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ với hệ số ước lượng 0,7222 ở mức ý nghĩa 1%. Những doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư có khả năng mang lại tỷ suất sinh lợi cao trong tương lai thì sẽ gia tăng lượng tiền mặt dự trữ để sẵn sàng tài trợ cho các dự án mới.
Quy mô công ty được đánh giá thông qua logarit tự nhiên của tổng tài sản có tác động cùng chiều lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ với hệ số ước lượng là 0,227 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Khi một doanh nghiệp có quy mơ càng lớn, do những lợi thế về quy mô nên lượng tiền mặt được nắm giữ của doanh nghiệp càng nhiều.
Kết quả hồi quy cho thấy nợ ngắn hạn đầu kỳ có tác động ngược chiều đáng kể lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của doanh nghiệp với hệ số ước lượng là - 0,145 và có mức ý nghĩa 1%. Các cơng ty có dịng tiền dương, có nhiều cơ hội đầu tư sinh lời thường phát hành nhiều nợ ngắn hạn để huy động vốn đầu tư nhằm làm giảm bớt mâu thuẫn lợi ích của cổ đơng và trái chủ. Khi kỳ hạn nợ được rút ngắn doanh nghiệp sẽ dễ dàng, linh hoạt điều chỉnh cấu trúc vốn để đầu tư vào các dự án sinh lời
mà các cổ đông và trái chủ đều hài lịng5. Chính vì vậy, có thể xem nợ ngắn hạn là một nguồn tài trợ thay thế cho lượng tiền mặt dự trữ dùng để đầu tư vào các dự án của doanh nghiệp, do đó khi nợ ngắn hạn đầu kỳ của doanh nghiệp tăng lên thì lượng tiền mặt dự trữ của doanh nghiệp sẽ sụt giảm.
Giữa chi tiêu vốn và sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ có mối quan hệ nghịch chiều với hệ số ước lượng là 0,0059; tuy nhiên, mối quan hệ này lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Khi doanh nghiệp gia tăng các khoản chi tiêu vốn thì đồng thời doanh nghiệp sẽ giảm lượng tiền mặt dự trữ.
Hoạt động mua lại cổ phần của doanh nghiệp có tác động nghịch chiều lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ với hệ số ước lượng là -0,0336 nhưng lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Lượng tiền mặt nắm giữ của các doanh nghiệp có hoạt động mua lại cổ phần sẽ giảm 0,0336% so với các doanh nghiệp khơng có hoạt động mua lại cổ phần.
Thay đổi trong vốn luân chuyển ròng phi tiền mặt, chỉ tiêu đại diện cho tài sản ngắn hạn của doanh nghiệp, có tác động cùng chiều lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của doanh nghiệp với hệ số ước lượng là 0,1618 tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.8. So sánh kết quả hồi quy đối với kỳ vọng của Luận văn về ảnh hƣởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền đến sự thay đổi trong lƣợng tiền mặt nắm
giữ
Biến độc lập Ký hiệu
Quan hệ dự kiến với sự thay đổi trong lƣợng tiền mặt nắm
giữ
Kết quả hồi quy
Dòng tiền CashFlow - -
Biến tương tác giữa
CashFlow và Neg CashFlow*Neg + +
Cơ hội tăng trưởng Q + +
Quy mô doanh
nghiệp Size + +
Chi tiêu vốn Expenditure _ Khơng có ý nghĩa
thống kê
Mua lại cổ phần Acquisition _ Khơng có ý nghĩa
thống kê Thay đổi trong vốn
luân chuyển ròng phi tiền mặt
∆NCWC _ Khơng có ý nghĩa
thống kê
Nợ ngắn hạn đầu kỳ ShortDebt + -
Vậy từ kết quả hồi quy trên, Luận văn đã rút ra kết luận là dịng tiền có ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ và lượng tiền mặt được nắm giữ khi doanh nghiệp có dịng tiền dương và khi doanh nghiệp có dịng tiền âm có chiều hướng thay
đổi khác nhau, hay nói cách khác là tính bất cân xứng trong dịng tiền có tác động đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ.
4.2.2 Kiểm định giả thuyết H2
Phần tiếp theo, tác giả sẽ phân tích ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dịng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ của các cơng ty bị hạn chế tài chính và các cơng ty khơng bị hạn chế tài chính.
Bảng 4.9 thể hiện kết quả hồi quy của mơ hình 2 theo ba tiêu chí phân loại các cơng ty hạn chế tài chính và các cơng ty khơng hạn chế tài chính.
Kết quả hồi quy theo cả ba tiêu chí, hệ số ước lượng của biến CashFlow âm, biến CashFlow*Neg dương đều có mức ý nghĩa cao 1% và 5% và tổng hệ số ước lượng của biến CashFlow và CashFlow*Neg dương cho thấy ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ vẫn tồn tại khi đưa thêm biến giả hạn chế tài chính vào mơ hình.
Để kiểm định giả thuyết H2 về ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dịng tiền lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ có khác nhau giữa các cơng ty hạn chế tài chính và các cơng ty khơng hạn chế tài chính hay khơng, tác giả sẽ xem xét hệ số ước lượng của hai biến tương tác CashFlow*Constraint và CashFlow*Constraint*Neg. Theo phương pháp phân loại theo chỉ số Whited and Wu và quy mơ doanh nghiệp thì hệ số ước lượng của biến tương tác (CashFlow*Constraint*Neg) có giá trị lần lượt là 0,754; 1,341 và có mức ý nghĩa thống kê ở mức 10% và 5%. Hệ số ước lượng biến tương tác (CashFlow*Constraint) khơng có ý nghĩa thống kê theo cả ba phương pháp phân loại. Hai hệ số ước lượng của biến tương tác (CashFlow*Constraint*Neg) và biến tương tác (CashFlow*Constraint) khơng cùng đồng thời có mức ý nghĩa thống kê ở cả ba phương pháp phân loại ràng buộc tài chính. Như vậy, khơng có đủ bằng chứng để chấp nhận
giả thuyết 2, có nghĩa là khơng có khác biệt trong ảnh hưởng của tính bất cân xứng trong dịng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ giữa các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính và các doanh nghiệp khơng bị hạn chế tài chính.
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy về ảnh hƣởng của tính bất cân xứng trong dòng tiền lên sự thay đổi trong lƣợng tiền mặt nắm giữ khi xem xét đến vấn đề hạn chế
tài chính
Biến phụ thuộc = ∆CashHoldings
1. Chỉ số WW 2. Chi trả cổ tức 3. Quy mô doanh nghiệp
Hệ số p-value Hệ số p-value Hệ số p-value
Hệ số chặn 0,064 0,518 0,118 0,232 0,069 0,596 CashFlow -0,315*** 0,001 -0,4*** 0,000 - 0,365*** 0,000 Neg -0,006 0,738 -0,007*** 0,722 -0,002** 0,921 CashFlow*Neg 0,482** 0,015 0,503*** 0,010 0,555*** 0,006 Constraint 0,005 0,752 -0,03*** 0,003 0,021 0,295 CashFlow*Constraint 0,063 0,589 0,053 0,346 -0,274 0,153 Constraint*Neg 0,031 0,178 0,017 0,309 0,039 0,396 CashFlow*Constraint*Neg 0,754* 0,059 0,227 0,277 1,341** 0,039 Q 0,63*** 0,000 0,7*** 0,000 0,773*** 0,000 Size -0,019*** 0,005 -0,022*** 0,000 -0,023*** 0,003 Expenditure -0,004 0,528 -0,006 0,362 -0,007 0,305 Acquisition -0,03 0,4 -0,033 0,342 -0,036 0,41 ∆NCWC 0,16 0,205 0,158 0,213 0,163 0,209 ShortDebt -0,124*** 0,007 -0,139*** 0,001 -0,159*** 0,001 N 3263 3263 3263
Nguồn: Kết qu phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0
Các hệ số ước lượng của các biến khác như cơ hội tăng trưởng (Tobin’q), quy mô doanh nghiệp (Size) và nợ ngắn hạn đầu kỳ (ShortDebt) đều có mức ý nghĩa thống kê ở cả ba phương pháp phân loại ràng buộc tài chính. Cũng giống với kết quả ước lượng
phương trình (1) thì hệ số ước lượng của biến chi tiêu vốn (Expenditure), hoạt động mua lại cổ phần (Acquisition) và thay đổi trong vốn luân chuyển ròng phi tiền mặt (∆NCWC ) tiếp tục khơng có mức ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, khi đưa thêm biến giả về hạn chế tài chính vào mơ hình thì mối quan hệ giữa quy mơ doanh nghiệp và sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ là ngược chiều, nghĩa là những doanh nghiệp có quy mơ lớn và khơng bị hạn chế tài chính sẽ nắm giữ tiền mặt ít hơn. Điều này có thể được lý giải là do những cơng ty có quy mơ lớn và khơng bị hạn chế tài chính có khả năng tiếp cận dễ dàng với các nguồn vốn từ bên ngồi, do đó doanh nghiệp sẽ giảm lượng tiền mặt nắm giữ.