Với mức tiền mặt nắm giữ cao hơn, theo lý giải của lý thuyết dịng tiền tự do của Jensen, thì khả năng xảy ra vấn đề chi phí đại diện giữa người chủ và nhà quản lý càng cao hơn. Từ đó dẫn đến tổn thất đối với cổ đơng càng nhiều hơn. Và do vậy, lượng tiền mặt tăng thêm sẽ bị định giá thấp hơn.
Còn đối với tỷ lệ nợ cao hơn thì xác suất vỡ nợ sẽ càng cao hơn. Khi đó, phần lợi ích của các chủ nợ đối với giá trị tăng thêm do công ty tạo ra, ở đây là lượng tiền mặt tăng thêm, sẽ càng nhiều hơn. Cịn phần lợi ích thuộc về các cổ đơng sẽ càng giảm đi. Do đó, các cổ đơng của cơng ty có nhiều nợ sẽ định giá giá trị tiền mặt tăng
thêm thấp hơn so với các cổ đơng của cơng ty có ít nợ. Phần tiếp theo sẽ trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm để làm rõ hơn vấn đề này.
4.2.2 Đo ường ảnh hưởng kết hợp giữa sự thay đổi của tiền mặt và tỷ lệ địn bẩy tài chính, và ảnh hưởng kết hợp giữa sự thay đổi của tiền mặt và mức tiền mặt hiện hữu đến giá trị công ty
Trong phần này, tác giả chạy hồi quy với mô hình có đưa vào thêm 2 biến mới
Ci,t Ci,t-1 và Ci,t Li,t.
Ri,t - RBi,t = β0 + β1 Ci,t + β2Ci,t-1 + β3 Ci,t Ci,t-1 + β4 Ci,t Li,t + β5 Ei,t + β6 NAi,t + β7 Ii,t + β8 Di,t + β9Li,t + β10NFi,t + i,t
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy mơ hình nghiên cứu bổ sung 2 biến Ci,t Ci,t-1 và Ci,t Li,t
Theo Faulkender và Wang7, việc đưa biến giải thích Ci,t Ci,t-1 vào mơ hình là nhằm ước tính sự thay đổi giá trị tiền mặt với các mức độ nắm giữ tiền mặt khác nhau. Theo giả thiết thứ hai thì hệ số hồi quy β3 sẽ có giá trị âm, điều đó có nghĩa là giá trị biên tế của tiền sẽ giảm theo quy mô của lượng tiền mặt nắm giữ. Biến Ci,t Li,t được đưa vào mơ hình hồi quy là nhằm xác định ảnh hưởng của yếu tố đòn bẩy thị trường đối với giá trị biên tế của tiền mặt do doanh nghiệp nắm giữ. Dựa vào giả thiết thứ ba dự báo hệ số hồi quy β4 sẽ có giá trị âm. Điều đó hàm ý rằng khi doanh nghiệp vay nợ càng nhiều thì giá trị tạo ra từ lượng tiền mặt tăng thêm đến được tay cổ đông sẽ càng ít đi.
Với kết quả hồi quy theo bảng 4.6, ta có thể thấy rằng hệ số hồi quy β3 và β4 đều có dấu âm theo như giả thiết dự báo. Tuy nhiên, giá trị p lại quá cao (0.855 và 0.195) cho thấy cả 2 biến mới đưa vào mơ hình đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Do đó, giả thiết cho rằng các nhà đầu tư sẽ định giá thấp giá trị tiền mặt do các doanh nghiệp có nhiều tiền mặt nắm giữ so với các doanh nghiệp có ít tiền mặt nắm giữ, và giả thiết cho rằng các nhà đầu tư sẽ định giá thấp giá trị tiền mặt do các doanh nghiệp vay nợ nhiều nắm giữ so với các doanh nghiệp vay nợ ít nắm giữ đã khơng được kiểm chứng với kết quả thực nghiệm trong trường hợp này.
Tuy nhiên, nếu có thể chấp nhận xác suất p = 0.195, thì kết quả hệ số hồi quy β4 của biến Ci,t Li,t bằng -0.322 đã xác nhận giả thiết thứ ba cho rằng công ty vay nợ càng nhiều thì giá trị biên tế của tiền mặt càng giảm. Dựa vào kết quả hồi quy, ta có thể thấy rõ điều này về mặt số học khi so sánh giữa hai công ty tương đồng với nhau, một cơng ty có tỷ lệ nợ thị trường là 10% có giá trị tiền mặt tăng thêm là 0.66 đồng (=0.695+(-0.322*10%)) cao hơn 0.03 đồng so với 0.63 đồng (=0.695+(- 0.322*20%)) của cơng ty có tỷ lệ nợ thị trường là 20%. Điều này cũng phù hợp về mặt lý luận, khi công ty vay nợ nhiều thì xác suất vỡ nợ cao hơn. Một sự gia tăng lượng tiền mặt sẽ giúp cho cơng ty có đủ điều kiện chi trả các khoản nợ, làm cho xác suất vỡ nợ giảm xuống, điều đó sẽ có lợi cho chủ nợ. Cịn khi cơng ty vay nợ ít,
7
lượng tiền mặt tăng lên sẽ không làm thay đổi xác suất vỡ nợ và sẽ khơng ảnh hưởng đến lợi ích đến lợi ích chủ nợ. Khi đó lợi ích cổ đơng nhận được sẽ nhiều hơn, và giá trị tiền mặt tăng thêm sẽ được định giá cao hơn.
4.3 Mở rộng giai đoạn nghiên cứu
Do kết quả hồi quy kiểm tra tác động đồng thời giữa 2 biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tiền mặt kỳ trước và tiền mặt tăng thêm cùng với tỷ lệ đòn bẩy tài chính đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Cho nên tác giả đã quyết định mở rộng giai đoạn nghiên cứu thêm 2 năm, tức là giai đoạn nghiên cứu từ 2008 – 2012. Do cấu trúc dữ liệu tác giả sử dụng để hồi quy là dữ liệu bảng cân bằng, cho nên tác giả đã loại trừ 86 công ty không đủ dữ liệu so với mẫu ban đầu, tức là những cơng ty có thời gian phát hành lần đầu ra công chúng trong giai đoạn 2008 - 2010. Vì vậy, mẫu nghiên cứu phù hợp của giai đoạn này rút ngắn lại cịn 205 cơng ty và số quan sát tăng lên 1,025 quan sát. Kết quả 2 phương trình hồi quy giai đoạn 2008 – 2012 được trình bày ở bảng 4.7.
Kết quả hồi quy mơ hình I cho thấy hai biến thay đổi số dư tiền mặt Ci,t và số dư tiền mặt Ci,t-1 đều có nghĩa thống kê (p = 0). Điều này khẳng định việc nắm giữ tiền mặt thực sự có ảnh hưởng đến giá trị cơng ty. Tuy nhiên hệ số hồi quy của biến thay đổi số dư tiền mặt Ci,t chỉ bằng 0.227, giảm rất nhiều so với 0.455 theo kết quả hồi quy dữ liệu giai đoạn 2010 – 2012. Điều đó cho thấy các nhà đầu tư đánh giá rất thấp giá trị tiền mặt do doanh nghiệp nắm giữ trong giai đoạn này.
Trong khi đó, kết quả hồi quy mơ hình II nhằm kiểm tra ảnh hưởng đồng thời giữa 2 biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tiền mặt kỳ trước ( Ci,t Ci,t-1) và biến kết hợp giữa tiền mặt tăng thêm cùng với tỷ lệ địn bẩy tài chính ( Ci,t Li,t) đều khơng có ý nghĩa thống kê với xác suất p tương ứng là 0.275 và 0.795. Trong khi đó, hệ số hồi quy của 2 biến Ci,t Ci,t-1 và Ci,t Li,t tương ứng là -0.088 và 0.063 đã thay đổi rất nhiều so với giai đoạn 2010 – 2012 với kết quả tương ứng là -0.015 và - 0.322.
Bên cạnh đó, mặc dù giá trị p của kiểm định F vẫn bằng 0. Tuy nhiên, hệ số xác định R2 của giai đoạn này chỉ còn 4.76%, giảm rất nhiều so với R2 của giai đoạn 2010 – 2012 là 14%. Điều đó chứng tỏ mức độ phù hợp của mơ hình giai đoạn này kém hơn so với mơ hình giai đoạn 2010 – 2012.