CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả hồi quy
4.2.3 Kết quả phân tích hồi quy
4.2.3.1 Quy trình lựa chọn mơ hình
Như đã đề cập, bài viết có tính mới so với nghiên cứu của Gill và Shah (2012) là đi tìm một mơ hình thích hợp hơn ngồi mơ hình kết hợp tất cả các quan sát (Pooled) thông thường. Cụ thể, bài viết lần lượt tiến hành theo quy trình: Đầu tiên, tiếp cận các mơ hình tác động cố định (FEM) – hay mơ hình hồi quy biến giả bình phương tối thiểu (Least Square Dummy Variable, LSDV), mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) trong điều kiện có hoặc khơng kiểm sốt sự tác động của các đặc điểm riêng công ty và tác động thay đổi của thời gian. Tiếp theo, kiểm tra tính vững, hiệu quả của mơ hình thơng qua các kiểm định đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và tự tương quan. Cuối cùng, dựa vào các kết quả kiểm tra, phương pháp nghiên cứu của mơ hình, kiểu dữ liệu nghiên cứu, tác
giả đề xuất mơ hình nghiên cứu theo phương pháp FGLS. Wooldridge (2002) (để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của sai số) có kiểm sốt thời gian qua các năm làm mơ hình giải thích chính cho nghiên cứu. Quy trình trên cũng tương tự khi áp dụng cho việc nghiên cứu riêng lẻ từng ngành sản xuất và dịch vụ.
Để có cái nhìn khái qt về việc lựa chọn mơ hình thích hợp cho nghiên cứu, bài viết sẽ trình bày kết quả của các mơ hình với dữ liệu của 224 cơng ty trên bảng 4.10:
Bảng 4.10: Kết quả thống kê kết quả qua các mơ hình (mẫu tồn bộ)
Ước lượng Pooled FEM REM FGLS
Mơ hình 1 1 2 3 1 2 1 2 FS -0,011** -0,081*** -0,014** -0,165*** -0,016** -0,012** -0,049*** -0,008*** LVRG 0,351*** 0,935*** 0.355*** 0,991*** 0,4354*** 0,351*** 0,621*** 0,159*** NWC -0,121*** -0,267*** -0,116*** -0,246*** -0,199*** -0,121*** -0,138*** -0,068*** DIV -0,086*** -0,055*** -0,083*** -0,044** -0,073*** -0,086*** -0,016*** -0,020** MTB -0,194*** -0,243*** -0,185*** -0,236*** -0,206*** -0,194*** -0,109*** -0,092*** CF 2,229*** 2,161*** 2,230*** 2,166*** 2,255*** 2,229*** 1,306*** 1,354*** BS 0,005 -0,011 0,006 -0,010 0,003 0,005 -0,003 0,006** CD 0,013 -0,015 0,015 -0,009 0,013 0,013 0,006 0,013**
INDDUM -0,053*** Omitted -0,053*** Omitted -0,045** -0,053*** -0,177** -0,037***
C 0,112 0,831*** 0,123 1,823*** 0,140 0,112 0,442*** 0,051
Cross-section None Fix None Fix Fix None Yes No
Period None None Fix Fix None Fix No Yes
Số quan sát 1120 1120 1120 1120 1120 1120 1120 1120
R2 0,7879 0,8452 0,7889 0,8490 0,8337 0,7888 - -
Kết quả cho thấy đối với nhóm biến yếu tố tài chính (FS, LVRG, NWC, DIV, MTB, CF) tất các mơ hình ước lượng đều cho kết quả giống nhau về mối quan hệ với biến phụ thuộc tiền mặt (CASH) và mức ý nghĩa của hệ số đều ở mức 1% và 5%. Kết quả là tương tự với biến ngành (INDDUM), ngoại trừ trường hợp trong mơ hình FE(1) và FE(3) biến ngành bị loại bỏ do đặc tính của mơ hình này sẽ loại bỏ những biến không thay đổi qua thời gian.
Đối với nhóm biến quản trị doanh nghiệp (BS, CD) thì mối liên hệ với biến phụ thuộc tiền mặt (CASH) không thống nhất. Tuy nhiên, xét trong mục tiêu chỉ xem xét các yếu tố tác động giữa độc lập với biến phụ thuộc CASH, tác giả lựa chọn kết quả từ mơ hình FGLS (2) làm mơ hình giải thích chính. Ngun nhân lựa chọn mơ hình này là (i) Mơ hình FGLS là mơ hình khắc phục được hiện phương sai thay đổi, tự tương quan trong dữ liệu bảng; (ii) Dữ liệu nghiên cứu thuộc dạng dữ liệu bảng với số liệu chéo (N) lớn và số liệu chuỗi thời gian (T) nhỏ (chỉ có 5 năm) nên việc lựa chọn mơ hình FGLS (2) là hợp lý vì mơ hình FGLS (1) (có xét các đặc điểm riêng cơng ty) bằng cách thêm các biến giả công ty tương ứng vào mơ hình được xem là cách tiếp cận khơng thực tế (Soderbom, 2011); (iii) Kiểm định tính ý nghĩa của mơ hình FGLS (2) khi kiểm sốt yếu tố thời gian thay đổi cho kết quả có ý nghĩa thống kê (xem bảng 4.10).
Tương tự, ta có kết quả lựa chọn mơ hình khi nghiên cứu 505 cơng ty ngành dịch vụ là giống với trường hợp trên (dữ liệu tồn bộ 224 cơng ty). Tuy nhiên, đối với ngành sản xuất việc kiểm định tính ý nghĩa khi kiểm sốt yếu tố thời gian cho kết quả khơng có ý nghĩa nên mơ hình thích hợp nhất là mơ hình FGLS khơng xét thêm các yếu tố trên (xem bảng 4.11, bảng 4.12)
Bảng 4.11: Bảng tổng hợp kiểm định ý nghĩa của mơ hình khi thêm biến giả thời gian
Kiểm định Wald Toàn bộ Sản xuất Dịch vụ
Chi-Square 20,99 6,76 24,31
Prob.Chi-Square 0,0003 0,1493 0,0001
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả
Bảng 4.12 Tổng hợp mơ hình được chọn theo ngành
Ước lượng FGLS
Mẫu dữ liệu Toàn bộ Sản xuất Dịch vụ
FS -0,008*** -0,004 -0,018*** LVRG 0,159*** 0,054** 0,394*** NWC -0,068*** -0,127*** -0,048*** DIV -0,020** 0,003 -0,061*** MTB -0,092*** -0,011 -0,176*** CF 1,354*** 0,417*** 2,230*** BS 0,006** 0,005* 0,001 CD 0,013** 0,011 0,012 C 0,051 0,054 0,107* INDDUM -0,037*** - - Cross-section No No No
Period Yes No Yes
Số quan sát 1120 615 505
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả
4.2.3.2 Phân tích kết quả hồi quy
Việc tách riêng phần phân tích kết quả hồi quy theo từng mục tiêu nghiên cứu (toàn bộ mẫu 224 công ty, các công ty ngành sản xuất và dịch vụ) là khá dài dịng và khơng cần thiết. Các kết quả của các mơ hình theo từng mục tiêu có biến giải thích tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc tiền mặt (CASH) sẽ có
cùng chung phân tích. Kết quả phân tích cũng sẽ được trình bày lần lượt theo từng biến nghiên cứu trong mơ hình (bảng 4.12).
Tất các biến nghiên cứu (FS, LVRG, NWC, DIV, DIV, MTB, CF, BS, CD) của mơ hình dữ liệu tồn bộ 224 cơng ty đều cho kết quả có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, mơ hình các cơng ty ngành sản xuất chỉ 4 biến có ý nghĩa thống kê là LVRG, NWC, CF và BS. Kết quả đối với ngành dịch vụ thì ngoại trừ hai biến BS và CD tất cả các biến cịn lại đều cho kết quả có ý nghĩa thống kê. Kết quả đầu tiên có ý nghĩa thống kê ở mức 1% là mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô công ty (FS) và tiền mặt nắm giữ (Giả thuyết 1a). Nghiên cứu riêng rẽ từng ngành sản xuất và dịch vụ chỉ cho kết quả tương tự với mức ý nghĩa 1% đối với ngành dịch vụ trong khi khơng có ý nghĩa đối với ngành sản xuất. Kết quả này phù hợp với đề xuất rằng các cơng ty lớn có chi phí huy động vốn bên ngồi rẽ hơn các cơng ty nhỏ, bất cân xứng thơng tin ít hơn nên chi phí huy động cũng thấp hơn, khả năng đa dạng hóa tốt hơn nên ít có khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính. Hỗ trợ cho lý thuyết đánh đổi, với mục tiêu tối đa hóa tài sản của cổ đơng, nhìn chung các cơng ty niêm yết tại Việt Nam và cơng ty trong ngành dịch vụ càng lớn sẽ có xu hướng nắm giữ tiền mặt ít hơn so với các cơng ty nhỏ. Hay nói cách khác, động cơ chi phí giao dịch và phịng ngừa xét trong điều kiện bất cân xứng thơng tin và chi phí đại diện của nợ buộc các công ty nhỏ hơn phải nắm giữ mức tiền mặt cao hơn so với các công ty lớn hơn. Mối quan hệ ngược chiều này thì giống với nghiên cứu tại Mỹ của Opler & cộng sự. (1999); Mỹ, Đức, Nhật Bản của Pinkowitz và Williamson (2001); 45 quốc gia của Dittmar & cộng sự. (2003); 12 quốc gia EMU của Ferreira & Vilela (2004); Nhật Bản của Nguyen (2005); Thụy Sĩ của Drobetz và Grüninger (2007); Trung Quốc của Megginson và Wei (2010); Canada của Gill và Shah (2012); Brazil, Ấn Độ của Basil Al-Najjar (2012) và ngược với nghiên cứu tại Pakistan của Afza và Adnan (2007); tại Nga, Trung Quốc, Mỹ của Basil Al-Najjar (2012). Đồng thời, nghiên cứu này cũng không hỗ trợ cho quan điểm rằng các cơng ty lớn thì thành cơng hơn nên giữ tiền mặt nhiều hơn và động cơ từ nhà quản lý
khi các nhà quản lý tại các công ty lớn thường có quyền tùy nghi cao hơn trong các chính sách đầu tư và tài chính mà khơng sợ một sự thay thế tiềm tàng (lý thuyết đại diện).
Kết quả thứ hai có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% là mối quan hệ cùng chiều giữa đòn bẩy (LVRG) và tiền mặt nắm giữ (Giả thuyết 2b). Tượng tự, nghiên cứu riêng đối với ngành sản xuất và dịch vụ cũng đều cho kết quả cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1%. Kết quả này giống với nghiên cứu của Basil Al-Najjar (2012), Gill và Shah (2012), Ogundipe và cộng sự. (2012) và ngược lại với nghiên cứu của Ferreira & Vilela (2004), Nguyen (2005), Saddour (2006), Drobetz và Grüninger (2007), Rizwan và Javed (2011) và Basil Al-Najjar (2012). Mối quan hệ cùng chiều này rõ ràng không hỗ trợ cho lý thuyết trật tự phân hạng và dòng tiền tự do mà hỗ trợ cho lý thuyết đánh đổi. Kết quả có nghĩa rằng nhìn chung các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam và các doanh nghiệp trong ngành sản xuất và dịch vụ càng có mức địn bẩy cao, càng nắm giữ tiền mặt nhiều hơn (hoặc ngược lại) bởi vì địn bẩy nợ càng cao càng gây ra vấn đề không đủ đầu tư của Myers (1977) và thay thế tài sản của Jesen và Meckling (1976) hay nói cách khác làm cho chi phí đại diện của nợ gia tăng, và sau đó làm cho mức phí vay nợ trở nên cao hơn đáng kể; trong tình huống này, lý thuyết đánh đổi giải thích rằng việc gia tăng tiền mặt tương ứng sẽ làm giảm thiểu chi phí đại diện của nợ trên cơ sở lợi ích đạt được cao hơn so với chi phí phát sinh từ việc gia tăng địn bầy nợ (chi phí đại diện và chi phí nắm giữ tiền tăng thêm). Ngoài ra, động cơ phòng ngừa cũng hỗ trợ cho lý thuyết đánh đổi khi cho rằng đòn bẩy càng cao sẽ làm tăng khả năng kiệt quệ tài chính nên các doanh nghiệp sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn.
Hệ số âm với mức ý nghĩa 1% của biến vốn luân chuyển ròng (NWC) cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa vốn luân chuyển ròng và tiền mặt (Giả thuyết 3). Kết quả này là tương tự cho nghiên cứu riêng ngành sản xuất và dịch vụ. Mối quan hệ ngược chiều nghĩa là tất cả các doanh nghiệp (cả ngành sản xuất và dịch vụ) có vốn luân chuyển rịng càng cao, càng nắm giữ ít tiền mặt. Kết quả
này giống với giả thuyết nghiên cứu đưa ra khi cho rằng các cơng ty có vốn luân chuyển cao hơn sẽ nắm giữ ít tiền mặt vì các tài sản này có thể thay thế trong trường hợp thiếu hụt tiền mặt. Đồng thời, kết quả này cũng hỗ trợ cho lý thuyết đánh đổi bởi chỉ đứng sau tiền mặt về tính thanh khoản, các tài sản này có thể dễ dàng chuyển đổi thành tiền do đó việc nắm giữ quá nhiều tài sản rõ ràng sẽ tốn chi phí, khơng tối ưu. Kết quả này giống với hầu hết các nghiên cứu trước như nghiên cứu của Opler & cộng sự. (1999), Pinkowitz và Williamson (2001), Dittmar & cộng sự. (2003), Afza và Adnan (2007), W.Bates (2009), Megginson và Wei (2010), Rizwan và Javed (2011), Ogundipe và cộng sự. (2012).
Kết quả thứ tư cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa chi trả cổ tức (DIV) và tiền mặt nắm giữ (Giả thuyết 4a) cho mơ hình dữ liệu tồn bộ và ngành dịch vụ với mức ý nghĩa là 5% và 1%. Điều này có nghĩa là nhìn chung các công ty niêm yết tại Việt Nam và các công ty trong ngành dịch vụ càng chi trả cổ tức tiền mặt càng nhiều thì mức tiền mặt nắm giữ càng thấp (hoặc ngược lại). Kết quả trên hỗ trợ cho lý thuyết dòng tiền tự do bởi kết quả đã chứng minh cho nhận định các công ty chi trả cổ tức tiền mặt được giám sát tốt hơn, có thể huy động với chi phí thấp hơn; Cơng ty chi trả cổ tức có thể là kết quả từ quản trị doanh nghiệp tốt hơn nên thuyết phục được công ty chi trả cổ tức tiền mặt. Hay nói cách khác, tại các doanh nghiệp có chi trả cổ tức thì được giám sát và có quản trị doanh nghiệp tốt hơn nên làm giảm chi phí đại diện giữa nhà quản lý và cổ đơng, và do đó, nhà quản lý sẽ khơng thể nắm giữ tiền mặt vượt mức để phục vụ mục tiêu cá nhân của mình. Ngồi ra, kết quả này cũng hỗ trợ cho lý thuyết đánh đổi vì trên cơ sở đánh đổi giữa lợi ích và chi phí, một cách đơn giản thay vì tìm kiếm nguồn tài trợ bên ngồi tốn kém hơn, các cơng ty sẽ giảm chi trả cổ tức khi thiếu hụt thanh khoản và ngược lại. Kết quả này thì giống với các nghiên cứu Nguyen (2005), Hofmann (2006), Afza và Adnan (2007), Kim và cộng sự (2011), Basil Al-Najjar (2012) tại các nước Nga, Ấn Độ, Anh, Mỹ
và ngược với nghiên cứu của Saddour (2006) và Basil Al-Najjar (2012) tại Brazil và Trung Quốc.
Một lần nữa, mơ hình nghiên cứu riêng đối với ngành sản xuất lại cho kết quả khơng khơng có ý nghĩa thống kê đối với biến cơ hội tăng trưởng (MTB). Trong khi đó có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% cho 2 mơ hình cịn lại. Kết quả cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa cơ hội tăng trưởng (MTB) và tiền mặt (Giả thuyết 5b). Nghĩa là nhìn chung các công ty niêm yết tại Việt Nam và các cơng ty trong ngành dịch vụ có cơ hội tăng trưởng càng cao thì nắm giữ tiền mặt càng ít (hoặc ngược lại). Kết quả trên giống với nghiên cứu của Afza và Adnan (2007) và Gill và Shah (2012), ngược với nghiên cứu của Dittmar & cộng sự. (2003), Ferreira & Vilela (2004), Nguyen (2005), Kim và cộng sự (2011), Rizwan và Javed (2011). Mối quan hệ ngược chiều với tiền mặt cũng chứng minh cho lý thuyết trật tự phân hạng rằng vì nguồn tài trợ đầu tiên là nguồn vốn nội bộ, trong khi cần nhiều cho đầu tư nên nguồn vốn nội bộ tại các công ty tăng trưởng sẽ giảm, do đó mức tiền mặt nắm giữ sẽ giảm sút. Kết quả trên cũng có thể được giải thích bằng lý thuyết dòng tiền tự do rằng các nhà quản lý tại các cơng ty ít tăng trưởng vì mục tiêu cá nhân trong khi có ít cơ hội đầu tư vẫn nắm giữ tiền mặt vượt mức để thoải mái đầu tư, thậm chí lựa chọn cả những dự án có NPV âm.
Tất cả 3 nghiên cứu cho 3 mẫu dữ liệu đều cho kết quả hệ số của biến tỷ số dòng tiền (CF) dương và có độ lớn cao nhất với mức ý nghĩa 1% cho thấy một tác động mạnh nhất, cùng chiều đến tiền mặt nắm giữ. Kết quả trên có nghĩa là các doanh nghiệp nói chung và riêng cho cả ngành sản xuất và dịch vụ có tỷ số dịng tiền càng cao thì nắm giữ tiền mặt càng nhiều (hoặc ngược lại). Kết quả trên cũng hỗ trợ cho lý thuyết trật tự phân hạng vì các doanh nghiệp có dịng tiền cao vì ưu tiên cho nguồn vốn nội bộ trước sẽ tích lũy tiền mặt do đó tiền mặt nắm giữ sẽ gia tăng. Hầu hết các nghiên cứu cho kết quả giống với nghiên cứu này như nghiên cứu của Ferreira & Vilela (2004), Saddour (2006), Afza và Adnan (2007), Rizwan và Javed (2011), Ogundipe và cộng sự. (2012).
Kết quả về mối quan hệ giữa giữa quy mô hội đồng quản trị (BS) và tiền mặt nắm giữ (CASH) là cùng chiều (Giả thuyết 7) với mức ý nghĩa 5% và 10% cho mơ hình dữ liệu toàn bộ và ngành sản xuất. Điều này có ý nghĩa rằng nhìn chung các doanh nghiệp tại Việt Nam và doanh nghiệp trong ngành sản xuất có quy mơ hội đồng quản trị càng lớn nắm giữ tiền mặt càng nhiều. Kết quả trên là phù hợp với quan điểm cho rằng quy mô hội đồng quản trị đến một mức càng lớn càng làm giảm khả năng giám sát hay nói cách khác chi phí đại diện gia tăng làm gia tăng mức tiền mặt nắm giữ (hỗ trợ cho lý thuyết dòng tiền tự do). Kết quả trên là phù hợp với nghiên cứu của Gill và Shah (2012).
Kết quả thứ tám về mối quan hệ giữa biến đại diện cho giám đốc điều hành kiêm nhiệm chủ tịch hội đồng quản trị cho kết quả cùng chiều và mức ý nghĩa 5% cho mơ hình tổng quát các doanh nghiệp. Nghĩa là nhìn chung các doanh nghiệp tại Việt Nam (không phân biệt ngành nghề) nếu giám đốc điều hành kiêm nhiệm chủ tịch hội đồng quản trị dẫn đến nắm giữ tiền mặt sẽ nhiều hơn (hoặc ngược lại). Kết quả trên thì đúng với quan điểm rằng các giám đốc kiêm nhiệm sẽ phục vụ lợi ích cho ban quản lý (Dahya & Travlos, 2000). Kết quả trên thì giống với nghiên cứu của Drobetz và Grüninger (2007) và Gill và Shah (2012). Tuy nhiên, ngược lại với nghiên cứu của Ozkan và Ozkan (2004) tại các cơng ty Anh rằng khơng tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê của tác động này. Theo tác giả sự khác biệt này (giả định mẫu nghiên cứu của tác giả là đại diện tốt cho các doanh nghiệp tại Việt Nam) có thể đến từ hai nguyên nhân: (1) nếu mẫu nghiên cứu của Ozkan và Ozkan (2004) là đại diện tốt cho các cơng ty tại Anh thì rõ ràng thị trường tại Anh các giám đốc điều hành kiêm