4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.1. Các yếu tố tác động quyết định nắm giữ tiền mặt
4.1.5. Hồi quy bằng phương pháp GMM
Như đã đề cập ở phần trước, tác giả dựa theo nghiên cứu của Cristina Martinez-Sola và cộng sự (2013) sử dụng phương pháp GMM theo để ước lượng các hệ số trong phương trình (1), tác giả tiến hành ước lượng GMM hai bước trong phần mềm STATA.
Bảng 4.4: Hồi quy các biến tác động việc nắm giữ tiền mặt theo phương pháp GMM.
(Robust, but can be weakened by many instruments.)
Hansen test of overid. restrictions: chi2(141) = 114.35 Prob > chi2 = 0.951 (Not robust, but not weakened by many instruments.)
Sargan test of overid. restrictions: chi2(141) = 905.53 Prob > chi2 = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.00 Pr > z = 0.318 Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.16 Pr > z = 0.002 D.(cash cflow liq lev size bankd intangible)
GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) _cons
Standard
Instruments for levels equation
L(1/2).(cash cflow liq lev size bankd intangible)
GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) Instruments for first differences equation
_cons .2152741 .0885656 2.43 0.015 .0416887 .3888595 intangible -.3228935 .1601194 -2.02 0.044 -.6367217 -.0090652 bankd -.116172 .0303009 -3.83 0.000 -.1755607 -.0567832 size .0066604 .0062598 1.06 0.287 -.0056087 .0189294 lev -.2305249 .0551597 -4.18 0.000 -.338636 -.1224138 liq -.4115947 .0612205 -6.72 0.000 -.5315846 -.2916048 cflow .2130975 .0766483 2.78 0.005 .0628695 .3633254 L1. .0177192 .0493786 0.36 0.720 -.0790611 .1144995 cash cash Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Corrected
Prob > chi2 = 0.000 max = 8 Wald chi2(7) = 85.41 avg = 5.59 Number of instruments = 149 Obs per group: min = 5 Time variable : year Number of groups = 119 Group variable: ct Number of obs = 665 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Trong bảng 4.4, sau khi chạy mơ hình bằng phương pháp GMM theo nghiên cứu của Arellano và Bond, tác giả kiểm định tính phù hợp của biến cơng cụ bằng kiểm định Hansen. Kết quả cho thấy p-value = 0.951 > α = 0,01 tức là chấp nhận giả thuyết H0: các biến cơng cụ sử dụng trong mơ hình là phù hợp và mơ hình là phù hợp.
Kết quả kiểm tra sự tự tương quan bậc một và bậc hai trong phần dư sai phân bậc nhất cũng cho kết quả phù hợp với kỳ vọng. Cụ thể, kiểm định AR(1) có p-value = 0,002 < α = 0,01 tức bác bỏ giả thuyết H0: khơng có sự tương quan bậc một trong phần dư sai phân bậc nhất.
Kiểm định AR(2) có p-value = 0,318 > α = 0,01 tức chấp nhận giả thuyết H0: khơng có sự tương quan bậc hai trong phần sư sai phân bậc nhất. Như vậy, có sự tự tương quan bậc một và khơng có sự tự tương quan bậc hai trong phần dư sai phân bậc nhất. Qua kiểm định Hansen và kiểm định AR(1) và AR(2) cho thấy tính vững chắc của mơ hình. Như vậy các hệ số được ước lượng trong mơ hình là phù hợp. Cụ thể: Biến dịng tiền (CFLOW) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Biến CFLOW có mối quan hệ cùng chiều (0.2131) với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Opler và cộng sự (1999), Ferreira và Vilela (2004), Martinez-Sola và cộng sự (2013) và được hỗ trợ bởi lý thuyết trật tự phân hạng. Theo đó, các doanh nghiệp có xu hướng sử dụng nguồn tài trợ nội bộ trước khi huy động vốn từ bên ngoài để tài trợ cho các quyết định đầu tư nên khi dòng tiền kinh doanh càng dồi dào thì doanh nghiệp sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt và ngược lại. Cụ thể tại Việt Nam trong giai đoạn 2008, khi cuộc khủng hoảng tài chính và những bất ổn của thị trường khiến cho các doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn trong hoạt động kinh doanh cũng khiến cho dòng tiền hoạt động giảm không đủ tài trợ cho hoạt động đầu tư. Do đó, doanh nghiệp phải sử dụng nguồn tiền tích lũy để tài trợ khiến cho mức tiền tồn trữ giảm xuống. Biến vốn luân chuyển (LIQ) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Biến LIQ có quan hệ ngược chiều (-0.4116) lên tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Kết quả thu được tương
đồng với nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2001), Ozkan và Ozkan (2004), Martinez-Sola và cộng sự (2013). Được giải thích bằng lý thuyết đánh đổi, theo đó các doanh nghiệp có thể bán các tài sản lưu động để bù đắp quỹ tiền trong trường hợp bị thiếu hụt. Do đó, khi vốn luân chuyển của doanh nghiệp nhiều thì họ sẽ nắm giữ ít tiền hơn.
Biến địn bẩy tài chính (LEV) có ý nghĩa thống kê trong mơ hình ở mức 1%. Biến LEV có mối quan hệ ngược chiều (-0.2305) với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Kết quả này được hỗ trợ bởi thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết dòng tiền tự do. Các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu thường sử dụng hết nguồn vốn nội bộ và dùng nợ vay cao để tài trợ cho các dự án đầu khiến cho tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và địn bẩy tài chính tác động ngược chiều nhau. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Pinkowitz và Williamson (2001), Ozkan và Ozkan (2004) và Martinez-Sola và cộng sự (2013).
Biến quy mơ (SIZE) có tác động cùng chiều nhưng không đáng kể lên tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình (p-value = 0.287 > α = 0.05). Do đó chưa có bằng chứng chứng minh quy mơ doanh nghiệp có tác động đến việc nắm giữ tiền mặt tại các doanh nghiệp Việt Nam.
Biến nợ vay ngân hàng (BANKD) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Biến BANKD có mối quan hệ ngược chiều (-0.1162) với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Kết quả này được hỗ trợ bởi lý thuyết đánh đổi, lý thuyết trật tự phân hạng. Theo đó, các doanh nghiệp ở Việt Nam được niêm yết trên thị trường chứng khoán dễ dàng được các ngân hàng hỗ trợ duy trì hạn mức tín dụng cao, đồng nghĩa với việc các doanh nghiệp có thể dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn bên ngồi nên khơng cần nắm giữ nhiều tiền trong nội bộ. Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Ozkan và Ozkan (2004). Biến cơ hội tăng trưởng (INTANGIBLE) có ý nghĩa thống kê trong mơ hình ở mức 5%. Biến INTANGIBLE có mối quan hệ ngược chiều (-0.3229) với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Kết quả tương đồng với nghiên cứu của Martinez-Sola và cộng sự (2013) và được hỗ trợ bằng lý thuyết trật tự phân hạng. Theo đó, các doanh nghiệp
Việt Nam khi có nhiều cơ hội đầu tư sẽ ưu tiên sử dụng các nguồn vốn nội bộ để tài trợ rồi mới sử dụng nguồn vốn từ bên ngoài, và do đó làm giảm tỷ lệ nắm giữ tiền mặt.
Bên cạnh phương pháp hồi quy bằng GMM, tác giả còn sử dụng thêm phương pháp FGLS để so sánh kết quả với nhau.
Như vậy, trong giai đoạn nghiên cứu từ 2005 – 2013, việc nắm giữ tiền mặt của các doanh nghiệp Việt Nam chịu tác động cùng chiều bởi dịng tiền và quy mơ của doanh nghiệp. Trong đó dịng tiền có ảnh hưởng tích cực nhất. Vốn luân chuyển, cơ hội tăng trưởng, địn bẩy tài chính và nợ ngân hàng có tác động ngược chiều lên tỷ lệ nắm giữ tiền. Trong đó vốn luân chuyển có tác động tiêu cực nhất.
Tổng hợp kết quả nghiên cứu, dấu của kỳ vọng nghiên cứu so với kết quả nghiên cứu tác động việc nắm giữ tiền mặt được thể hiện trong bảng 4.6:
Bảng 4.6: Bảng tổng hợp kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động đến nắm giữ tiền.
Các nhân tố Tên biến Kỳ vọng nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu
CFLOW Dòng tiền + / - +
LIQ Vốn luân chuyển - -
LEV Tỷ lệ đòn bẩy + / - -
SIZE Quy mô doanh nghiệp + / - +
BANKD Nợ ngân hàng - -
INTANGIBLE Cơ hội tăng trưởng + / - -
Sau khi xác định được các yếu tố tác động đến quyết định nắm giữ tiền mặt trong doanh nghiệp, tác giả tiếp tục tìm hiểu việc nắm giữ tiền mặt này có ảnh hưởng đến giá trị của doanh nghiệp hay không.