4. Kết quả thực nghiệm
4.6. Kiểm định cỏc giả định của mụ hỡnh hồi qui
4.6.2. Kiểm định White
Kiểm định White dựng để kiểm tra xem trong mụ hỡnh cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi hay khụng. Sau khi ước lượng mụ hỡnh FEM, ta thu được phần dư “uhat”, hồi qui phần dư này với cỏc biến trong mụ hỡnh như sau:
uhat2 = α1 + α2.CAPEXPEND + α3.CF + α4.L + α5.NWC + α6.SALEGROWTH + α7.SIZE + α8.CAPEXPEND2 + α9.CF2 + α10.L2 +
α11.NWC2 + α12.SALEGROWTH2 + α13.SIZE2 (4.2) và kiểm định giả thiết
HO : α2 = α3 = ... = α13 = 0
H1 : một trong cỏc hệ số hồi qui trờn khỏc khụng.
Kết quả hồi qui như bảng 4.9 sau:
Bảng 4.9: Kết quả hồi qui của kiểm định WhiteBiến phụ thuộc uhat2 Biến phụ thuộc uhat2
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value C 72.6538 82.7380 0.8781 0.3801 CAPEXPEND -0.2535 0.3134 -0.8090 0.4188 CF -0.3924 0.8264 -0.4748 0.6351 L -0.9579 0.3115 -3.0754 0.0022 NWC -0.5976 0.1204 -4.9647 0.0000 SALEGROWTH -0.0098 0.0169 -0.5805 0.5617 SIZE -0.1631 11.6381 -0.0140 0.9888 CAPEXPEND2 0.0061 0.0084 0.7205 0.4714 CF2 -0.0038 0.0638 -0.0594 0.9526 L2 0.0059 0.0033 1.8078 0.0710 NWC2 0.0031 0.0025 1.2579 0.2088 SALEGROWTH2 0.0000 0.0000 0.6483 0.5170 SIZE2 -0.0567 0.4150 -0.1367 0.8913 R2 0.052466 n (số quan sỏt) 900
Hỡnh 4.3: Giỏ trị của sai số khi biến Cash thay đổi
Tra bảng ta cú χ20,05(12) = 21.026
Vỡ nR2 = 900*0.052466 = 42.22 > 21.026 nờn ta cú thể bỏc bỏ HO. Vậy mụ hỡnh cú hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Đồng thời, từ hỡnh 4.1 ta cũng cú thể dễ dàng nhận thấy điều này.
Khắc phục:
Hồi qui phụ để kiểm định phương sai sai số thay đổi với biến Cash hay khụng ?
uhat2 = α1 + α2.Cash2
Kết quả kiểm định
Cú nR2 = 900*0.075 = 67.5 > χ20,05(12) = 21.026 nờn cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi theo biến Cash (giả định phương sai sai số tỷ lệ với bỡnh phương kỳ vọng của biến Cash). Khắc phục theo biến Cash bằng cỏch thay đổi mụ hỡnh như sau:
Cash CAPEXPEND CF L NWC Cashf = αO + α1. Cashf + α2 . Cashf + α3 . Cashf + α4 Cashf + SALEGROWTH SIZE α5 . Cash f + α6 . Cashf (4.3)
Trong đú biến “Cashf” được lấy từ kết quả hồi qui từ phương trỡnh gốc ban đầu của mụ hỡnh nhõn tố ảnh hưởng cố định (FEM)
Kết quả ước lượng như bảng 4.10 sau:
Bảng 4.10: Kết quả hồi qui của mụ hỡnh đó được biến đổiBiến phụ thuộc CASH/CASHF Biến phụ thuộc CASH/CASHF
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 0.2665 0.0471 5.6574 0.0000 1/CASHF 6.9754 0.5218 13.3685 0.0000 CAPEXPEND/CASHF -0.2685 0.0172 -15.6301 0.0000 CF/CASHF 0.4049 0.0367 11.0318 0.0000 L/CASHF -0.0605 0.0024 -24.8320 0.0000 NWC/CASHF -0.0424 0.0039 -10.8949 0.0000 SALEGROWTH/CASHF -0.0104 0.0004 -24.6309 0.0000 SIZE/CASHF -0.0116 0.0433 -0.2686 0.7883 R2 0.932541 Durbin-Watson stat 1.957532
Nhận xột: Sau khi điều chỉnh mụ hỡnh bằng cỏch chia cho biến “Cashf”, ngoài quy mụ (khụng cú ý nghĩa thống kờ) và cơ hội đầu tư, dấu của cỏc hệ số hồi qui trong bảng 4.10 cũng nhất quỏn với mụ hỡnh FEM ban đầu (bảng 4.5). Mức độ giải thớch của mụ hỡnh cũng tăng đỏng kể. Ngoài ra, ảnh hưởng của chi tiờu vốn (0,2685 so với 0,0013) và khả năng sinh lời (0,4049 so với 0,1643) mạnh hơn. Trong khi đú, mức độ ảnh hưởng của tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển khụng cũn cao như ban đầu. Cơ hội đầu tư cú tỏc động mạnh hơn lờn lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp so với kết quả hồi qui của mụ hỡnh FEM ban đầu nhưng là tỏc động ngược chiều.
Sau đú lấy phần dư của kết quả phương trỡnh hồi qui trờn, đặt tờn là “uhat2” và thực hiện kiểm định White lại lần nữa:
CAPEXPEND CF L NWC uhat22 = βo + β . + β . + β . + β + 1 Cashf 2 Cashf 3 Cashf 4 Cashf
SALEGROWTH SIZE CAPEXPEND CF
β . + β . + β .( )2 + β .( )2 + 5 Cashf 6 Cashf 7 Cash f 8 Cashf L NWC SALEGROWTH SIZE β .( )2 + β ( ) 2 + β ( ) 2 + β .( ) 2 9 Cashf 10 Cashf 11 Cash f 12 Cashf
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định White đối với mụ hỡnh đó được biến đổiBiến phụ thuộc uhat22 Biến phụ thuộc uhat22
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 0.8097 0.2397 3.3772 0.0008 CAPEXPEND/CASHF 0.3892 0.1538 2.5309 0.0115 CF/CASHF 1.1410 0.1685 6.7733 0.0000 L/CASHF 0.1400 0.0292 4.8007 0.0000 NWC/CASHF 0.1402 0.0287 4.8938 0.0000 SALEGROWTH/CASHF 0.0344 0.0086 4.0185 0.0001 SIZE/CASHF -0.9607 0.1826 -5.2620 0.0000 (CAPEXPEND/CASHF)2 -0.0052 0.0020 -2.5799 0.0100 (CF/CASHF)2 0.0590 0.0048 12.3107 0.0000 (L/CASHF)2 0.0000 0.0000 -2.3113 0.0210 (NWC/CASHF)2 -0.0005 0.0001 -5.8648 0.0000 (SALEGROWTH/CASHF)2 0.0000 0.0000 -6.5176 0.0000 (SIZE/CASHF)2 0.0034 0.0005 6.7491 0.0000 R2 0.488804
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: ta thấy nR2 = 900*0.488 = 439 > 21.026 nờn vẫn cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mụ hỡnh mặc dự đó khắc phục được một phần. Nguyờn nhõn cú thể do mụ hỡnh được định dạng sai (cũn cú những yếu tố khỏc ảnh hưởng đến tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp mà đề tài chưa phỏt hiện ra) hoặc do bản chất mối quan hệ giữa cỏc biến. Bờn cạnh đú, Cashf chỉ chớnh xỏc là E(Cash) nếu cỡ mẫu đủ lớn. Tuy nhiờn hiện tượng phương sai sai số thay đổi đó được giảm bớt (hỡnh 4.4) so với ban đầu (hỡnh 4.3). Vỡ vậy, uớc lượng của mụ hỡnh vẫn khụng thiờn chệch và nhất quỏn nhưng hiệu quả thấp.
4.6.3. Kiểm tra tự tương quan
Dựng phần dư sau khi ước lượng mụ hỡnh FEM, ta lập được đồ thị hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của phần dư như hỡnh 4.5 sau:
Hỡnh 4.5: Hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của biến uhat
Nhận xột : trị thống kờ Q-Stat cao và p_value của 5 độ trễ rất thấp, đồng thời hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần khỏc khụng ở độ trễ 2, 3 cho thấy cú hiện tượng tự tương quan trong mụ hỡnh.
Khắc phục:
Ta thực hiện hồi qui với độ trễ cỏc biến là 1 trong mụ hỡnh. Mụ hỡnh hồi qui như sau:
Cash = α0 + α1.Cash(-1) + α2.CAPEXPEND + α3.CAPEXPEND(-1) + α4.CF + α5.CF(-1) + α5.L + α7.L(-1) + α8.NWC + α9.NWC(-1) + α10.SALEGROWTH +
α11.SALEGROWTH(-1) + α12.SIZE + α13.SIZE(-1) Kết quả hồi qui như như bảng 4.12:
Bảng 4.12: Kết quả hồi qui của mụ hỡnh khắc phục tự tương quan
Biến phụ thuộc Cash
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value C 7.2951 9.2730 0.7867 0.4317 CASH(-1) 0.6426 0.0255 25.2029 0.0000 CAPEXPEND -0.2022 0.0274 -7.3713 0.0000 CAPEXPEND(-1) -0.0534 0.0259 -2.0643 0.0393 CF 0.0236 0.0664 0.3549 0.7228 CF(-1) -0.0050 0.0648 -0.0764 0.9392 L -0.4687 0.0365 -12.8481 0.0000 L(-1) 0.3834 0.0360 10.6513 0.0000 NWC -0.5452 0.0196 -27.8806 0.0000 NWC(-1) 0.4562 0.0218 20.9370 0.0000 SALEGROWTH 0.0012 0.0006 2.0242 0.0433 SALEGROWTH(-1) 0.0002 0.0006 0.3733 0.7091 SIZE 11.9823 1.5238 7.8635 0.0000 SIZE(-1) -11.8751 1.4698 -8.0794 0.0000 R2 0.901544
Nhận thấy hệ số Durbin-Watson trong mụ hỡnh gần bằng 2, cho thấy hiện tượng tự tương quan khụng cũn nữa. Để kiểm định, ta lấy phần dư sau khi chạy hồi qui của mụ hỡnh mới là “e01” và lập biểu đồ tự tương quan và tự tương quan riờng phần của “e01” với độ trễ là 5 như hỡnh 4.6 sau:
Hỡnh 4.6: Hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của biến e01
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: giỏ trị của hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần đều gần bằng 0 ở 5 độ trễ và giỏ trị Q-Stat khụng cú ý nghĩa thống kờ ở mức 5%, cho thấy khụng cũn hiện tượng tự tương quan trong mụ hỡnh. Lỳc này, ngoại trừ hệ số hồi qui của biến CF khụng cú ý nghĩa thống kờ, cỏc hệ số hồi qui khỏc đều nhất quỏn với kết quả hồi qui của phương trỡnh 4.1 ban đầu theo mụ hỡnh FEM. Tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển, chi tiờu vốn đều cú mối quan hệ ngược chiều đối với tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ. Cơ hội đầu tư mặc dự cú ý nghĩa thống kờ ở mức 5% nhưng cú tỏc động khụng đỏng kể đến lượng tiền mặt của doanh nghiệp
5. Kết luận
5.1. Kết luận và hạn chế của đề tài:
Kết quả hồi qui cho thấy mối quan hệ giữa tiền mặt cụng ty và cỏc biến khỏc khỏ phự hợp với nghiờn cứu của Mai Daher ỏp dụng cho cỏc cụng ty ở Anh. Kết quả cho thấy lượng tiền mặt nắm giữ của cụng ty cú mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển, chi tiờu vốn và đồng biến với cơ hội đầu tư của cụng ty. Tuy nhiờn, khỏc với nghiờn cứu của Daher, tiền mặt nắm giữ lại cú quan hệ đồng biến với khả năng sinh lời (biến CF) và quy mụ cụng ty (SIZE). Điều này cho thấy cỏc cụng ty ở Việt Nam đang dự trữ tiền mặt để phục vụ cho cơ hội đầu tư trong tương lai hoặc dựng nú như tấm đệm an toàn để phũng trỏnh những cỳ sốc vĩ mụ.
Hạn chế của đề tài: để cú thể lấy đầy đủ số liệu từ Q1 2009 đến Q2 2013, một số cụng ty khụng thoả điều kiện lấy mẫu bị bỏ ra, làm cho cỡ mẫu nhỏ nờn kết quả hồi qui cú thể chưa phản ỏnh hết mức độ tỏc động của cỏc nhõn tố lờn lượng tiền mặt nắm giữ của cụng ty, biến cơ hội đầu tư khụng cú ý nghĩa thống kờ. Bờn cạnh đú, đề tài vẫn chưa khắc phục hết được hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mụ hỡnh.
5.2. Gợi ý hướng nghiờn cứu tiếp theo
Vỡ vấn đề số liệu thu thập, đề tài chỉ lấy mẫu là cỏc cụng ty trờn sàn chứng khoỏn, mức độ tớn nhiệm tương đối cao, khả năng tiếp cận nguồn tài trợ thường là dễ dàng so với doanh nghiệp chưa niờm yết, do đú khụng thể phản ỏnh sự khỏc biệt rừ ràng về chớnh sỏch tiền mặt của cỏc nhúm cụng ty (đặc biệt là so sỏnh giữa cỏc cụng ty vừa và nhỏ chưa niờm yết với cỏc cụng ty trờn sàn). Do đú, nếu
cú thể được, đề tài nờn được mở rộng bằng cỏch so sỏnh ảnh hưởng của cỏc yếu tố trong bài lờn lượng tiền mặt nắm giữ của hai nhúm cụng ty: niờm yết và chưa niờm yết.
Tài liệu tham khảo
Tiếng Việt
1. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2007. Tài chớnh doanh nghiệp hiện đại. Hà Nội:
Nhà xuất bản Thống kờ.
Tiếng Anh
2. Almeida et al., 2004. The cash flow sensitivity of cash [pdf]. Available at:
<http://people.stern.nyu.edu/halmeida/papers/cash.pdf> [Accessed 3 September 2013]
3. Daher, 2010. The determinants of cash holdings in UK public and private
firms [pdf]. Available at: <http://www.professionsfinancieres.com/docs/
2011104904_25--the-determinants-of-cash-holdings.pdf> [Accessed 3 September 2013]
4. Han et al., 2007. Corporate Precautionary Cash Holdings [pdf]. Available at:
<http://profs.degroote.mcmaster.ca/ads/jiaping/paper/cashholdings.pdf>
[Accessed 3 September 2013]
5. Hartzell et al., 2006. Why do firms hold so much cash? A tax-based
explaination [pdf]. Available at: <http://wwwdocs.fce.unsw.edu.au/banking/
seminar/2006/Twite.pdf> [Accessed 3 September 2013]
6. Riddick et al., 2009. The Corporate Propensity to Save [pdf]. Available at:
<http://www.aeaweb.org/annual_mtg_papers/2008/2008_389.pdf> [Accessed
Phụ lục
1. Danh sỏch cỏc cụng ty trong mẫu dữ liệu
Mó cụng ty Tờn cụng ty Sàn
AAM CTCP Thủy Sản MeKong HoSE ABT CTCP XNK Thủy Sản Bến Tre HoSE ACL CTCP XNK Thủy Sản Cửu Long An Giang HoSE ALP CTCP Đầu Tư Alphanam HoSE APP CTCP Phỏt Triển Phụ Gia & Sản Phẩm Dầu Mỏ HNX APS CTCP Chứng khoỏn An Phỏt HoSE ASP CTCP Tập Đoàn Dầu Khớ An Pha HoSE BBS CTCP VICEM Bao Bỡ Bỳt Sơn HNX BCC CTCP Xi Măng Bỉm Sơn HNX BST CTCP Sỏch - Thiết Bị Bỡnh Thuận HNX CCM CTCP Khoỏng Sản & Xi Măng Cần Thơ HNX CII CTCP ĐT Hạ Tầng Kỹ Thuật Tp.Hồ Chớ Minh HoSE CJC CTCP Cơ Điện Miền Trung HNX
CLC CTCP Cỏt Lợi HoSE
COM CTCP Vật Tư Xăng Dầu HoSE CPC CTCP Thuốc Sỏt Trựng Cần Thơ HNX CTN CTCP Xõy Dựng Cụng Trỡnh Ngầm HNX CYC CTCP Gạch Men Chang Yih HoSE
DC4 CTCP DIC Số 4 HNX
DHA CTCP Húa An HoSE
DHC CTCP Đụng Hải Bến Tre HoSE DHG CTCP Dược Hậu Giang HoSE DMC CTCP XNK Y Tế Domesco HoSE DPM TCT Phõn Bún & Húa Chất Dầu Khớ - CTCP HoSE DRC CTCP Cao Su Đà Nẵng HoSE DTT CTCP Kỹ Nghệ Đụ Thành HoSE FMC CTCP Thực Phẩm Sao Ta HoSE
FPT CTCP FPT HoSE
HAG CTCP Hoàng Anh Gia Lai HoSE HCC CTCP Bờ Tụng Hũa Cầm - Intimex HNX
HPG CTCP Tập Đoàn Hũa Phỏt HoSE HTV CTCP Vận Tải Hà Tiờn HoSE LSS CTCP Mớa Đường Lam Sơn HoSE
OPC CTCP Dược Phẩm OPC HoSE
PPC CTCP Nhiệt Điện Phả Lại HoSE PVD TCT Cổ Phần Khoan & DV Khoan Dầu Khớ HoSE PVS TCT Cổ Phần DV Kỹ Thuật Dầu Khớ Việt Nam HNX
REE CTCP Cơ Điện Lạnh HoSE
SGC CTCP Xuất Nhập Khẩu Sa Giang HNX TV4 CTCP Tư Vấn Xõy Dựng Điện 4 HNX VHL CTCP Viglacera Hạ Long HNX VIC Tập đoàn VINGROUP - CTCP HoSE
VMC CTCP Vimeco HNX
VNE TCT Cổ Phần Xõy dựng Điện Việt Nam HoSE
VNM CTCP Sữa Việt Nam HoSE
VPK CTCP Bao Bỡ Dầu Thực Vật HoSE VSH CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn - Sụng Hinh HoSE VTB CTCP Vietronics Tõn Bỡnh HoSE
VTC CTCP Viễn Thụng VTC HNX