F (1,117) = 8.808 Prob > F = 0.0036
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0036 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%
Kết
luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan
4.1.5 Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp
Sau khi xem xét hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giữa các phần dư, tác giả nhận thấy trong mơ hình vừa tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi vừa tồn tại hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư với nhau. Vì vậy mơ hình hồi quy sẽ được thực thi để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và giải thích kết quả hồi quy. Theo nghiên cứu của Wooldrigge (2002), cho rằng phương pháp hồi quy bình
phương bé nhất tổng quát GLS (Generalized Least Squares) sẽ là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mơ hình, vì phương pháp này sẽ kiểm soát được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư giữa các biến và hiện tượng phương sai thay đổi. Kết quả hồi quy mơ hình sau khi dùng phương pháp ước lượng GLS để khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan cho mơ hình REM được trình bày trong bảng 4.1.5
Bảng 4.1.5: Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp
Biến độc lập Hệ số p-value Mức ý nghĩa cft 0.059861 0.073 * DCRt-1 -0.13009 0.000 *** SPRDt -0.32676 0.422 UCt 0.117035 0.088 * cons 0.12035 0.000 *** Số quan sát 472 ***,**, * hệ số lần lượt có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012
Bảng 4.1.5 cho thấy kết quả hồi quy giữa tỉ lệ nắm giữ tiền với các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu. Từ kết quả nhận được này đã chỉ ra bằng chứng rằng biến tỉ lệ dòng tiền tác động cùng chiều (0.06) có ý nghĩa thống kê ở mức 10%; biến tỉ lệ đòn bẩy tác động ngược chiều (-0.1301) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; biến chỉ số biến động dòng tiền tác động cùng chiều (0.117) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% với biến tỉ lệ nắm giữ tiền. Riêng biến chênh lệch lãi suất chưa có ý nghĩa thống kê nên khơng giải thích được tác động của chênh lệch lãi suất tác động đến mức nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2012.
(Trình tự thực hiện kiểm định tồn bộ mơ hình các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền được trình bày đầy đủ trong phụ lục 2).
Hệ số dòng tiền là đồng biến với nắm giữ tiền (với mức ý nghĩa 10%) như mong đợi phù hợp với giả định (a) như vậy trong giai đoạn 2008 – 2012, các doanh nghiệp có tỉ lệ dịng tiền trên tổng tài sản càng cao tích lũy càng nhiều tiền. Kết quả này là phù hợp với quan điểm của Thuyết trật tự phân hạng nhưng trái với quan điểm của Lý thuyết đánh đổi. Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu của Opler và cộng sự (1999), Ferreira và Vilela (2004), Shinada Naoki (2012) mà đều đưa ra bằng chứng
khủng hoảng tài chính, các doanh nghiệp sẽ đặt một mức ưu tiên nào đó cho dịng tiền, điều này là phù hợp vì trong giai đoạn chịu ảnh hưởng nặng nề của cuộc khủng hoảng tài chính cuối năm 2008 các doanh nghiệp làm ăn khó khăn, lợi nhuận sụt giảm mạnh khiến cho dòng tiền đi vào doanh nghiệp cũng sụt giảm. Do dòng tiền sụt giảm nên dòng tiền hoạt động hiện tại không đủ để tài trợ cho đầu tư mới bắt buộc doanh nghiệp phải dùng tiền tích lũy cho đầu tư.
Hệ số của tỉ lệ đòn bẩy thể hiện mối quan hệ nghịch biến với nắm giữ tiền (mức ý nghĩa 1%) nghĩa là doanh nghiệp luôn đặt một sự ưu tiên thay đổi trong dư nợ cho tích lũy tiền, điều này trái với giả định (b), (c) và (d) rằng các doanh nghiệp đòn bẩy càng cao sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn để tránh phá sản hoặc để chuẩn bị lượng tiền đáp ứng cho các khoản chi phí tương lai như trả lãi vay thay vì phải sử dụng nguồn tài trợ vốn tốn kém bên ngoài. Điều này phù hợp với Thuyết trật tự phân hạng và
Thuyết dòng tiền tự do. Bằng chứng này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Ferreira và Vilela (2004) nhưng trái với nghiên cứu của Shinada Naoki (2012) và
Michael Faulkender (2002). Trong giai đoạn khủng hoảng tài chính nặng nề như
hiện nay, hầu hết các doanh nghiệp Việt Nam đều dùng đòn bẩy cao trong cấu trúc vốn nhằm bổ sung vốn hoặc hỗ trợ cho các dự án kinh doanh của mình, nhưng doanh nghiệp thường dùng hết lượng tiền dự trữ của mình trước khi vay nợ từ bên ngồi nên đã dẫn đến mối quan hệ nghịch biến này.
Hệ số chênh lệch lãi suất cũng thể hiện mối quan hệ ngược chiều nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (P-value = 42.2%) nên chưa giải thích được tác động của mức chênh lệch giữa lãi suất tiền gửi và lãi suất tiền vay đến việc nắm giữ tiền của các doanh nghiệp niêm yết ở Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2012. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của Shinada Naoki (2012) với kết quả nhận được cũng thể hiện mối quan hệ ngược chiều giữa chênh lệch lệch lãi suất với nắm giữ tiền có ý nghĩa thống kê mà ông cho rằng mối quan hệ ngược chiều này đề nghị xu hướng giảm nợ trong dài hạn của doanh nghiệp và giảm lãi suất cho vay có thể làm giảm các vấn đề của doanh nghiệp thơng qua chi phí nắm giữ tiền và các doanh nghiệp sẽ tăng nắm giữ tiền khi chênh lệch lãi suất bị thu hẹp lại hoặc lãi suất cho vay giảm xuống.
Hệ số của biến động dòng tiền đồng biến với nắm giữ tiền (mức ý nghĩa 10%) phù hợp với giả định (e) nghĩa là các doanh nghiệp có dịng tiền biến động đối mặt với một khả năng cao hơn việc thiếu hụt tiền do sự suy giảm bất ngờ của dịng tiền, vì vậy doanh nghiệp có dịng tiền càng biến động càng tăng nắm giữ tiền để tránh việc thiếu hụt tiền bất ngờ trong tương lai và sự không ổn định của dòng tiền lớn hơn lượng tiền hàng năm thúc đẩy doanh nghiệp nắm giữ tiền. Kết quả này phù hợp với quan điểm của Thuyết đánh đổi, bằng chứng cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu
của Shinada Naoki (2012). Kết quả này càng đúng trong giai đoạn khủng hoảng tài chính như hiện nay, nền kinh tế suy giảm nhanh chóng, các cơng ty hoạt động khơng hiệu quả, dịng tiền thu được từ hoạt động kinh doanh không ổn định, các doanh nghiệp phải tăng nắm giữ tiền để phòng ngừa.
Như vậy, trong giai đoạn 2008 – 2012, việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng đồng biến bởi tỉ lệ dòng tiền và sự biến động của dòng tiền; chịu ảnh hưởng nghịch biến bởi tỉ lệ đòn bẩy. Điều này thể hiện rằng trong giai đoạn 2008 – 2012, do ảnh hưởng nặng nề của cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu, doanh nghiệp kinh doanh khó khăn làm lợi nhuận sụt giảm, dịng tiền đi vào doanh nghiệp sụt giảm khơng ổn định và có nhiều biến động nên doanh nghiệp tăng nắm giữ tiền, khi lượng tiền tích lũy khơng đủ đáp ứng cho đầu tư doanh nghiệp bổ sung lượng tiền thiếu hụt bằng cách vay nợ từ bên ngoài.
4.2 Kết quả hồi quy mơ hình 2: Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Sau khi nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp ở phần trên, ở phần này dựa vào mơ hình của Shinada Naoki (2012) đã trình bày ở chương 3, tác giả tiếp tục tiến hành nghiên cứu ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường thông qua khả năng sinh lợi trên tài sản ROA và thông qua tỉ lệ giá trị vốn hóa thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản PBR.
Trong mơ hình REM và FEM đã sử dụng biến giả để đo lường sự khác nhau giữa các yếu tố ảnh hưởng giữa từng năm, giữa từng công ty hoặc giữa từng năm và các công ty, nên việc sử dụng biến giả trên dữ liệu bảng (panel data) có thể rơi vào một trong hai khái niệm làm mơ hình khơng thực hiện được (mơ hình tự bỏ biến) là Time-invariant (biến giả có cùng giá trị cho tất cả các năm) và Firm-invariant (biến giả có cùng giá trị trên tất cả công ty trong cùng một năm). Bộ dữ liệu rơi vào trường hợp Time-invariant vì biến ngành sẽ là 1 mãi do các công ty không đổi ngành nên khi phần mềm Stata11 xây dựng mơ hình hồi quy cho cơng ty sẽ tồn tại 1 biến giả có giá trị khơng đổi, đây là hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo. Chính vì vậy mơ hình FEM khơng thực hiện được nên trong phần này tác giả sử dụng mơ hình REM để thực hiện hồi quy.
Mối quan tâm chính của phần này là để nghiên cứu xem liệu có phải xu hướng các doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền là dùng tiền cho các khoản chi phí hiệu quả nhằm làm tăng khả năng sinh lợi và giá trị doanh nghiệp hay không. Đồng thời, ý nghĩa của mối quan hệ giữa nắm giữ tiền với hoạt động doanh nghiệp phụ thuộc vào sự thiết lập cơ hội đầu tư. Vì vậy, tác giả chia bộ dữ liệu sử dụng ở mơ hình 1 thành 3 nhóm mẫu nhỏ, 3 nhóm mẫu này được chia dựa vào tỉ lệ đầu tư cố định trên tổng tài sản, bao gồm 3 nhóm mẫu thấp (L – Sample), trung bình (M – Sample) và cao (H – Sample). Sau đó tiến hành chạy hồi quy REM từng nhóm mẫu cho từng biến phụ thuộc ROA và PBR.
4.2.1 Kết quả hồi quy ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên khả năng sinhlợi trên tài sản ROA lợi trên tài sản ROA
Sau khi chọn được mơ hình hồi quy phù hợp tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình. Tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi lần lượt cho từng nhóm mẫu thu được kết quả ở bảng 4.2.1A dưới đây:
Bảng 4.2.1A: Kết quả kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi cho hồi quy ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên ROA
Nhóm mẫu Kết quả L-Sample M-Sample H-Sample Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 0.90 Prob > chi2 = 0.3420
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy:
Đối với nhóm mẫu L-Sample kết quả p-value = 0.1619 > α = 0.05, chấp nhận giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%. Suy ra, không tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi. Đối với nhóm mẫu M-Sample kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%. Suy ra, tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi.
Var sd = sqrt(Var) ROA 0.0076 0.0871805 e 0.005086 0.0713154 u 0.000814 0.0285249 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 1.96 Prob > chi2 = 0.1619 Var sd = sqrt(Var) ROA 0.009087 0.0953243 e 0.001989 0.0446002 u 0.004333 0.0658253 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 83.28 Prob > chi2 = 0.0000 Var sd = sqrt(Var) ROA 0.007562 0.0869589 e 0.005265 0.0725631 u 0.000689 0.0262503
40
Đối với nhóm mẫu H-Sample kết quả p-value = 0.3420 > α = 0.05, chấp nhận giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%. Suy ra, không tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết
luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi ở nhóm mẫu M-Sample, khơng tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi ở nhóm mẫu L-Sample và H-Sample.
Sau khi kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả tiếp tục kiểm tra hiện tượng tự tương quan lần lượt cho từng nhóm mẫu thu được kết quả ở bảng 4.2.1B dưới đây
Bảng 4.2.1B: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho hồi quy ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên ROA
Nhóm mẫu Kết quả
L-Sample F(1, 39) = 15.971 Prob > F = 0.0003
M-Sample F(1, 39) = 23.067 Prob > F = 0.0000
H-Sample F(1, 39) = 9.016 Prob > F = 0.0047
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy cả ba nhóm mẫu đều có giá trị p-value < α = 0.05, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%, chứng tỏ tồn tại hiện tượng tự tương quan ở cả 3 nhóm mẫu.
Kết
luận: Ở cả 3 nhóm mẫu L-Sample, M-Sample và H-Sample đều tồn tại hiện tượng tự tương quan
Sau khi kiểm tra hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi cho mơ hình, tác giả tiến hành khắc phục các hiện tượng trên cho từng nhóm mẫu bằng phương pháp GLS thu được kết quả ở bảng 4.2.1C như sau:
Bảng 4.2.1C: Kết quả hồi quy ảnh hưởng của quyết định nắm giữ tiền lên ROA
Biến độc lập L-Sample M-Sample H-Sample
casht-1 0.1632856*** (0.000) 0.2989109*** (0.000) 0.1397837* (0.064) ID5 -0.08899** 0.0192495 -0.182739*** (0.018) (0.108) (0.001) ID6 -0.1062313*** (0.007) -0.093308*** (0.000) -0.049554 (0.521) ID7 -0.1102213*** (0.004) -0.05118*** (0.005) -0.095402 (0.118) ID8 -0.1127369*** (0.003) -0.04541*** (0.001) -0.155049*** (0.008) ID9 -0.0506258 (0.264) -0.044828** (0.018) -0.146783** (0.012) ID11 -0.0234712 (0.560) -0.081917*** (0.000) ID12 -0.0634007* (0.092) -0.021474 (0.214) -0.117176* (0.077) cons 0.1569575*** (0.000) 0.0937275*** (0.000) 0.2081079*** (0.000) Số quan sát 160 160 160 ***,**, * hệ số lần lượt có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%
Giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị p-value
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012
Bảng 4.2.1C cho thấy kết quả hồi quy của việc nắm giữ tiền ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi trên tài sản. Kết quả chỉ ra bằng chứng rằng toàn bộ hệ số nắm giữ tiền đều đồng biến như mong đợi L-Sample (0.1632856), M-Sample (0.2989109) và H- Sample (0.1397837) với mức ý nghĩa thống kê lần lượt cho từng nhóm mẫu tương ứng là 1%, 1% và 10%. Bằng chứng này phù hợp với giả định rằng việc nắm giữ tiền lớn có tác động tích cực lên thành quả doanh nghiệp, mà được đo lường bằng khả năng sinh lợi trên tổng tài sản (ROA). Tuy nhiên, giả định cho rằng các doanh nghiệp có tỉ lệ đầu tư cố định thấp hơn mà tích lũy nắm giữ tiền khơng thể đầu tư
vào các dự án hiệu quả nên có ROA thấp hơn và các doanh nghiệp có tỉ lệ đầu tư càng cao thì ảnh hưởng của nắm giữ tiền lên ROA càng cao thì khơng đúng trong trường hợp này, kết quả chỉ ra rằng ảnh hưởng của nắm giữ tiền lên ROA cao nhất ở nhóm mẫu có tỉ lệ đầu tư trung bình, cịn thấp nhất ở nhóm mẫu có tỉ lệ đầu tư cao. Bằng chứng này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Shinada Naoki (2012), kết quả của ông thể hiện mối quan hệ cùng chiều giữa nắm giữ tiền với khả năng sinh lợi trên tài sản của các doanh nghiệp Nhật tuy nhiên mối quan hệ đồng biến giảm dần từ nhóm mẫu L-Sample đến nhóm mẫu H-Sample, điều này Shinada giải thích là do kể từ những năm 1990, với những cơ hội đầu tư lớn, mối quan hệ đồng biến giữa khả năng sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) với nắm giữ tiền đã yếu dần; tuy