3 .Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.3. Giả thuyết nghiên cứu:
Bảng dưới đây tóm tắt kết quả kiểm định thực nghiệm ở các nghiên cứu trước đây và cho thấy các yếu tố tác động thường khơng tồn bộ tn theo một lý thuyết nhất định nào mà là sự pha trộn giữa lý thuyết đánh đổi và lý thuyết trật tự phân hạng.
Bảng 3.4 Tóm tắt kết quả kiểm định thực nghiệm của các nghiên cứu trước đâyx`
Biến đoán Dự Nghiên cứu thực nghiệm
(+) (–) Quy mô (SIZE) (–) Meltzer 1963), Mulligan (1997) Kim (1998), Opler (1999) ruinshoofd Kool (2002) Iskandar-Datta và Jia (2012) Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (MV_MB) (+) John (1993), Kim (1998), Opler (1999)Bruinshoofd Kool (2002) Iskandar -Datta và Jia (2012) Dòng tiền (CF) Không tác động Opler (1999) Bruinshoofd và Kool (2002) Iskandar- Datta và Jia (2012) Kim (1998) Iskandar-Datta và Jia (2012) Cổ tức (DIV) (–) Opler (1999) Iskandar- Datta và Jia (2012) Opler (1999) Iskandar-Datta và Jia (2012) Vốn luân (–) Opler (1999)
Dấu (–) biểu thị tương quan nghịch giữa nhân tố tương ứng với TSTK, Dấu (+) biểu thị tương quan nghịch giữa nhân tố tương ứng với TSTK.
Nguồn: tác giả tự tổng hợp
- Các biến có tác động rõ ràng và thống nhất giữa các kết quả kiểm định là biến SIZE, MV_MB, NWC, CFVOL.
- Các biến cịn lại là CF, DIV, CAPEX, LEVARAGE có tác động khơng rõ ràng qua các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Trong đó, biến CF và LEVERAGE được các nghiên cứu lý thuyết thống nhất về chiều hướng tác động nhưng qua kiểm định thực nghiệm lại cho thấy có sự khác biệt khi dùng phương pháp nghiên cứu khác nhau hoặc giữa các quốc gia khác nhau.
Với những lập luận chặt chẽ của lý thuyết đánh đổi, cũng như nhiều bằng chứng thực nghiệm ở các quốc gia đã ủng hộ lý thuyết này, luận văn đưa ra 2 giả thuyết sau:
- Tồn tại tỷ lệ TSTK mục tiêu, hay nói cách khác, lý thuyết đánh đổi giải thích tốt hơn về mức dự trữ thanh khoản của doanh nghiệp.
chuyển ròng (NWC) Iskandar-Datta và Jia (2012) Chi tiêu vốn (CAPEX) (+) Opler (1999) Iskandar-Datta và Jia (2012) Độ biến động dòng tiền (CFVOL) (+) Kim (1998), Opler (1999) Bruinshoofd và Kool (2002) Iskandar-Datta và Jia 2012) Địn bẩy (LEVERAGE) Khơng tác
động Haan (1997), Van Ees (1998) Acharya (2007)
Kim (1998), Opler (1999) Bruinshoofd và Kool (2002)
- Tỷ lệ TSTK bị tác động bởi các nhân tố hàm ý từ lý thuyết đánh đổi, tức là TSTK tăng theo chỉ số giá thị trường trên giá trị sổ sách, độ biến động dòng tiền, chi tiêu vốn và giảm theo quy mơ, vốn ln chuyển rịng và cổ tức. Tỷ lệ TSTK không tuân theo lý thuyết trật tự phân hạng, tức không bị tác động của các nhân tố đòn bẩy và dòng tiền.
3.4. Phương pháp nghiên cứu
Bước 1: thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến giải thích của mơ hình để đưa ra các nhận định ban đầu về đặc điểm của mẫu nghiên cứu :
- Xu hướng biến động của tỷ lệ TSTK bình quân theo thời gian: Xu hướng biến động của mẫu nghiên cứu trong luận văn này có thống nhất với xu hướng biến động ở các bài nghiên cứu ở các quốc gia khác?
- Phân phối mẫu: Giá trị bình quân, trung vị, độ lệch chuẩn của các biến.
- Giá trị tỷ lệ TSTK của mẫu nghiên cứu trong luận văn này so với các bài nghiên cứu ở các quốc gia khác
Bước 2 : Opler (1999) cho rằng "bước đầu tiên để xác định việc các cơng ty có duy trì tỷ lệ TSTK mục tiêu là xác định được tỷ lệ TSTK của các cơng ty có trở về giá trị trung bình (mean reversion)11". Để kiểm định giả thuyết này, luận văn này dùng phương pháp của Hamilton (1994), tức tự hồi quy bậc 1 tỷ lệ
TSTK cho từng công ty:
11 Trở về giá trị trung bình (mean reversion), cịn gọi là hồi quy về giá trị trung bình, là hiện tượng thống kê khi một độ lệch giữa giá trị ngẫu nhiên và giá trị trung bình càng lớn thì rất có khả năng độ lệch giữa giá trị ngẫu nhiên tiếp theo và giá trị trung bình nhỏ hơn độ lệch trước đó (Weisstein, Eric W "Reversion to the Mean")
( )
Sau khi hồi quy mơ hình (3.1) cho 137 công ty, thu được 137 ước lượng β, xem xét phân phối của 137 ước lượng hệ số β. β âm hàm ý TSTK có xu hướng trở về giá trị trung bình. Trung vị của tập hợp 137 β âm hàm ý tỷ lệ TSTK của mẫu có xu hướng trở về giá trị trung bình.
Nếu tỷ lệ TSTK khơng trở về giá trị trung bình, có thể kết luận ngay là khơng có tỷ lệ TSTK mục tiêu. Nếu tỷ lệ TSTK trở về giá trị trung bình, thì việc TSTK có mục tiêu hay khơng cịn phải xem xét lý thuyết nào giải thích tốt hơn về mức dự trữ thanh khoản của doanh nghiệp.
Bước 3 : Phân tích mối quan hệ giữa tỷ lệ TSTK với các đặc điểm của doanh nghiệp bằng cách tứ phân vị mẫu theo tỷ lệ TSTK (Opler, 1999). Phương pháp tứ phân vị được xem là lựa chọn tốt nhất để xem xét độ phân tán và mật độ trung tâm của dữ liệu trong trường hợp dữ liệu bị chệch, có nhiều giá trị ngoại biên (outliers). Cụ thể, phân chia mẫu mỗi năm thành 4 nhóm có số lượng quan sát bằng nhau theo tỷ lệ TSTK từ thấp đến cao. Tứ phân vị được lập ra cho từng năm, vì thế biên độ của tỷ lệ TSTK giữa các phân vị có thể chồng lên nhau. Sau đó, kiểm định giả thuyết về sự khác nhau giữa nhóm phân vị 4, tức nhóm có tỷ lệ TSTK cao nhất, với nhóm phân vị 1, tức nhóm có tỷ lệ TSTK thấp nhất, bằng kiểm định t-test đối với giá trị trung bình của 2 nhóm.
Bằng phương pháp này, có thể xác định nhân tố nào quyết định đến tỷ lệ TSTK khác nhau giữa các doanh nghiệp. Tuy nhiên, phương pháp này chỉ tỏ ra hiệu quả nếu như các các biến giải thích thay đổi xuyên suốt/đồng điệu với biến phụ thuộc.
định được mức độ tác động của các biến giải thích đến biến phụ thuộc và ý nghĩa thống kê của các tham số hồi quy:
- Ước lượng bằng phương pháp bình phương bé nhất thông thường (Ordinary Least Square – OLS) hay phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS)? Việc sử dụng OLS hay GLS là phụ thuộc vào tính chất phương sai thay đổi của mơ hình. Đối với dữ liệu chéo (cross-sectional data) hay dữ liệu bảng (panel data), GLS tỏ ra có hiệu quả hơn.
- Hồi quy bằng mơ hình tác động cố định (Fixed Effect Model – FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effect Model – REM) cho dữ liệu dạng bảng. Mơ hình hồi quy của dữ liệu bảng có dạng sau:
(3.2) Yi,t: biến phụ thuộc
: các biến giải thích
i là các đơn vị chéo (i = 1,2,3,…N) t là đơn vị thời gian (t = 1,2,3,..T) Có 4 phương pháp phổ biến dùng để hồi quy dữ liệu bảng:
o Phương pháp hồi quy gộp (Pooled Regression): Đây là phương pháp đơn giản nhất khi hồi quy dữ liệu bảng vì khơng kể đến tính chất khơng gian và thời gian của dữ liệu, tức xem Các hệ số
không thay đổi theo thời gian và không gian. Tuy nhiên đây là phương pháp "khá phi lý và ít được áp dụng đối với dữ liệu bảng" (Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, 2013). Vì vậy, luận văn không dùng phương pháp này.
dùng khả phổ biến. Trong phương pháp này, hệ số chặn thay đổi theo không gian (i1). Mỗi đơn vị chéo sẽ có một hệ số chặn riêng. Kỹ thuật để tính tốn hệ số gốc thay đổi là dùng cách đặt biến giả:
1
, 1 1 2 2 3 ... 1
i t D D Di i
(3.3) Sẽ có (N-1) biến giả theo khơng gian.
o Phương pháp tác động ngẫu nhiên (REM): Trong phương pháp tác động ngẫu nhiên REM, chỉ có một hệ số gốc chung cho các quan sát, là giá trị trung bình của NxT quan sát. Chênh lệch ngẫu nhiên ở hệ số gốc sẽ được đưa vào sai số i,t .
Hệ số gốc trong mơ hình (3.2) được viết lại như sau :
i t i t
1 1
, ,
(3.4)
Phương trình (3.2) được viết lại dưới dạng :
i t i t i t i t
Y 1 2X1 3X2
, , , , (3.5)
Nếu mẫu có số quan sát theo khơng gian lớn (N lớn) và số quan sát theo thời gian nhỏ (T nhỏ) như trong trường hợp của luận văn này thì ước lượng giữa 2 mơ hình FEM và REM có thể khác nhau đáng kể.
Để kiểm định phương pháp nào phù hợp hơn giữa FEM và REM, luận văn dùng kiểm định Hausman (1978)
o Phương pháp Fama-Macbeth (1973): bên cạnh mơ hình REM và FEM, các bài nghiên cứu gần đây (Kim, 1998; Opler, 1999;
Bruinshoofd và Kool, 2002; Iskandar-Datta và Jia, 2012) còn sử dụng song song mơ hình Fama-Macbeth (1973) vì giúp loại bỏ được hiện tượng tương quan chuỗi trong phần dư. Phương pháp Fama- Macbeth gồm 2 bước: Đầu tiên, hồi quy TSTK theo từng công ty trong thời gian 2007-2012. Sau đó, hồi quy TSTK bình quân của từng công ty qua các năm dựa trên hệ số gốc ước lượng được ở bước 1 để xác định phần bù của từng nhân tố tác động lên TSTK của mỗi một công ty. Tuy nhiên, phương pháp Fama-Macbeth này không thể áp dụng trong bài luận văn này do thời gian đo lường ngắn, chỉ gồm 6 năm, khơng đủ điều kiện để hồi quy mơ hình các nhân tố tác động để TSTK của từng công ty như bước 1 của phương pháp này đề xuất. Do đó, mặc dù đây là phương pháp được hầu hết các tác giả nghiên cứu lĩnh vực này sử dụng, nó tỏ ra khơng phù hợp trong hoàn cảnh thời gian quan sát ngắn.
Bước 5 : Sau khi đã xác định mơ hình hồi quy phù hợp giữa OLS và GLS, giữa FEM và REM, để loại trừ việc xử lý số liệu có thể ảnh hưởng đến sự phù hợp của mơ hình cũng như kết quả kiểm định t-test của các hệ số hồi quy, luận văn tiến hành kiểm định thêm các trường hợp sau :
- Hồi quy mơ hình trong trường hợp TSTK chỉ bao gồm mục "Tiền mặt và các khoản tương đương tiền", không bao gồm mục "đầu tư tài chính ngắn hạn": luận văn cho rằng khoản mục "đầu tư tài chính ngắn hạn" trong báo cáo tài chính của doanh nghiệp Việt Nam khó có thể đại diện cho khái niệm "chứng khoán thị trường" của các bài nghiên cứu trước đó vì 2 lý do:
o Các chứng khoán trong mục "đầu tư tài chính ngắn hạn" có tính thanh khoản kém.
o Mục đích của doanh nghiệp khi nắm giữ các chứng khốn trong mục "đầu tư tài chính ngắn hạn" có khả năng cao là đề đầu cơ hơn là mục đích dự trữ thanh khoản.
Vì vậy, luận văn sẽ kiểm định xem việc loại bỏ "đầu tư tài chính ngắn hạn" ra khỏi TSTK để xem xét sự ảnh hưởng lên mơ hình gốc ban đầu.
- Nếu phân tích tứ phân vị cho thấy sự phân tán lớn của mẫu quan sát, luận văn sẽ loại trừ các giá trị đột xuất ra khỏi mẫu quan sát để để xem xét sự ảnh hưởng lên mơ hình gốc ban đầu.