4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu (Results)
4.4. Sự bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền của nắm giữ tiền mặt trong
xem xét tác động của chi phí đại diện
Dưa trên giả định của Dichu Bao và cộng sự (2012) cho rằng sự bất cân xứng độ nhạy cảm dịng tiền của nắm giữ tiền mặt có thể được giải thích do các nhà quản trị tìm kiếm lợi ích cá nhân bằng việc đầu tư quá mức vào các dự án không mang lại lợi nhuận và họ không muốn từ bỏ các dự án này, tôi sẽ sử dụng tỷ lệ nắm giữ cổ phần của các cổ đông tổ chức trong năm (t-1) như là biến đại diện cho vấn đề chi phí đại diện trong năm t (Inst(t-1) có giá trị bằng 1 khi tỷ lệ nắm giữ cổ phần của các cổ đông tổ chức trong thập phân vị đầu và ngược lại là 0). Mơ hình hồi quy cịn bao gồm biến tương tác CashFlow* Inst(t-1). Tôi vẫn tiếp tục ước lượng mơ hình (3) bằng phương pháp hồi quy GMM4. Nhằm cơ lập tác động của dịng tiền dương và âm, bài nghiên cứu này ước lượng mơ hình (3) cho mẫu thay thế dịng tiền dương và âm riêng biệt. Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.8.
Bảng 4.8 : Sự bất đối xứng độ nhạy cảm dòng tiền của nắm giữ tiền mặt – xem xét tác động của vấn đề chi phí đại diện
Mơ hình (3) được ước tính bằng phương pháp ước lượng GMM4 của Erickson và Whited (2000). Mẫu bao gồm các cơng ty phi tài chính trong giai đoạn 2008- 2013. Biến DelCashhold là tiền mặt năm t trừ tiền mặt năm t-1, tất cả chia cho tổng tài sản. Biến Cashflow biểu thị dòng tiền hoạt động của công ty là thu nhập sau thuế và khấu hao chia cho tổng tài sản bình quân. Q là giá trị thị trường của vốn cổ phần cộng với tổng giá trị tài sản trên sổ sách trừ giá trị sổ sách của vốn phần tất cả chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản. Size là giá trị logarit tự nhiên của tổng tài sản. Expend chi tiêu vốn chia cho tổng tài sản bình quân. Acqui là một biến chỉ báo có giá trị là 1 khi công ty thực hiện mua bán sáp nhập và bằng 0 nếu khác. NCWC vốn luân chuyển thuần không phải tiền mặt ( vốn luân chuyển trừ đi tiền mặt
chia cho tổng tài sản) còn DelNCWC là NCWC năm t trừ đi NCWC năm t-1.
ShortDebt(t-1) là nợ ngắn hạn cuối năm t-1.
VARIABLES Dependent = DelCashhold
Positve CF Negative CF Cashflow -9.918*** 1.033*** (-6.36) (10.39) Inst(t-1) -0.0418 0.0732*** (-1.59) (3.58) Cash*Inst(t-1) 0.590*** -0.964*** (4.43) (-5.59) Q -0.0444*** -0.0849*** (-2.72) (-3.61) Size 0.000721 0.0106** (0.40) (2.30) Expend -0.0172 -0.109*** (-0.61) (-2.60) Acqui 0.00967 -0.0238* (0.41) (-1.80) DelNCWC -0.165*** -0.274*** (-4.57) (-5.89) ShortDebt(t-1) 0.0428* 0.0445 (1.87) (1.38) Constant -0.0291 -0.296** (-0.63) (-2.43) Observations 693 585 *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Kết quả hồi quy bảng 4.8, đối với các cơng ty có dịng tiền âm thì độ nhạy cảm dòng tiền của nắm giữ tiền mặt (CashFlow) là tích cực và có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, các cơng ty có dịng tiền dương thì độ nhạy cảm dịng tiền của nắm giữ tiền mặt là tích cực. Như vậy, sự bất cân xứng độ nhạy cảm dòng tiền của nắm giữ
tiền mặt tiếp tục được giữ vững tại các cơng ty khi đối diện với các dịng tiền khác nhau.
Bên cạnh đó, đối với các cơng ty có dịng tiền âm, hệ số biến Cash*Inst(t-1) là âm và có ý nghĩa thống kê cho thấy rằng các công ty với sự giám sát tốt bên ngồi, chi phí đại diện thấp, sẽ giảm lượng tiền mặt nắm giữ nhằm gia tăng đầu tư và chi tiêu. Tuy nhiên, đối với các cơng ty có dịng tiền dương, biến Cash*Inst(t-1) lại mang hệ
số dương ngụ ý các cơng ty với chi phí đại diện thấp lại lại gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ. Điều này trái với kỳ vọng ban đầu của tơi rằng các cơng ty với chi phí đại diện thấp do cơ chế giám sát cao từ bên ngoài sẽ giảm lượng tiền mặt nắm giữ.
Vì vậy, mặc dù các hệ số trong kết quả hồi quy đối với các cơng ty có dịng tiền âm phù hợp với kỳ vọng của tôi, nhưng kết quả đối với các cơng ty có dịng tiền dương lại cho kết quả không phù hợp. Cho nên, bài nghiên cứu này chưa tìm thấy bằng chứng ủng hộ cho giả thuyết H3, nghĩa là tôi chưa thể khẳng định chi phí đại diện là nguyên nhân của sự bất cân xứng dòng tiền của nắm giữ tiền mặt tại các cơng ty niêm yết Việt Nam.
Giải thích cho kết quả này có thể từ vấn đề cơng bố thơng tin tại các công ty Việt Nam tồn tại nhiều bất cập. Thông tin cơ cấu cổ đông trong báo cáo thường niên được các công ty thu thập từ Trung Tâm Lưu Ký Chứng Khốn (VSD), tuy nhiên hình thức trình bày lại khác nhau ở mỗi công ty và khác nhau qua các năm trong giai đoạn khảo sát. Ngồi ra các cơng ty có thể cố tình phù phép các báo cáo nhằm một số mục đích riêng. Điều này dẫn đến tồn tại sai số trong dữ liệu thu thập. Thêm vào đó, so với nghiên cứu của Dichu Bao và cộng sự (2012) sử dụng 105.492 quan sát từ năm 1985 đến 2006, số quan sát dòng tiền dương là 57.653, số quan sát dòng tiền âm 14.460. Thì mẫu dữ liệu trong bài nghiên cứu tôi là khá nhỏ với chỉ bao gồm 1.278 quan sát, số quan sát dòng tiền dương là 693, số quan sát dòng tiền âm 585. Từ đó khả năng khái quát hóa của bài nghiên cứu chưa cao, bên cạnh đó việc chia tách mẫu ra thành hai mẫu con có thể làm sai lệch đặc tính ban đầu của mẫu.