Biến độc lập Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] MTB 0.0089 0.0080 1.12 0.2630 -0.0067 0.0245 RSIZE -0.0011 0.0038 -0.3 0.7670 -0.0086 0.0064
LEV -0.1857 0.0254 -7.31 0.0000 -0.2357 -0.1358 OCF 0.5826 0.0778 7.49 0.0000 0.4298 0.7354 NWC -0.1408 0.0311 -4.52 0.0000 -0.2019 -0.0797 CAPEX -0.0182 0.0327 -0.56 0.5790 -0.0825 0.0461 ICF 0.5493 0.0779 7.05 0.0000 0.3962 0.7024 FIN 0.5156 0.0799 6.46 0.0000 0.3587 0.6725 VAROCF 0.0004 0.0001 4.67 0.0000 0.0002 0.0006 _CONS 0.2534 0.1123 2.26 0.0250 0.0327 0.4740 Số quan sát 524 F( 21, 502) 13.74 Prob > F 0.0000 R-squared 0.4663
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ Stata 11 Ghi chú: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi vì vậy tất cả t-statistics
đã được khắc phục bằng tùy chọn Robust trong Stata. Các biến giả năm khơng được trình bày
Theo kết quả hồi quy Pooled OLS với biến giả năm và ngành cho kết quả tương tự như hồi quy Pooled OLS với biến giả năm. Tỷ lệ đòn bẩy và vốn lưu động rịng có mối quan hệ nghịch chiều với nắm giữ tiền mặt. Biến lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh, tính biến động của dịng tiền, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính có tác động cùng chiều đến nắm giữ tiền mặt. Phát hiện này phù hợp với dự báo về mặt lý thuyết của người viết.
4.3.3. Hồi quy các ảnh hưởng cố định (Fixed Effects) Bảng 7: Kết quả hồi quy các ảnh hưởng cố định: Biến độc lập Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] MTB 0.0046 0.0047 0.99 0.3220 -0.0045 0.0137 RSIZE -0.0007 0.0032 -0.21 0.8350 -0.0070 0.0057 LEV -0.1682 0.0206 -8.18 0.0000 -0.2085 -0.1279 OCF 0.6075 0.0436 13.93 0.0000 0.5220 0.6930 NWC -0.1225 0.0233 -5.26 0.0000 -0.1681 -0.0768 CAPEX -0.0454 0.0374 -1.21 0.2250 -0.1188 0.0279 ICF 0.5960 0.0515 11.57 0.0000 0.4951 0.6970 FIN 0.5528 0.0414 13.35 0.0000 0.4717 0.6340 VAROCF 0.0004 0.0002 1.59 0.1110 -0.0001 0.0009 _CONS 0.2032 0.0872 2.33 0.0200 0.0324 0.3740 Số quan sát 524 Wald chi2(9) 401.66 Prob > chi2 0.0000
Ghi chú: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi, vì vậy giá trị t-statistics đã được điều chỉnh bằng GLS trong Stata
Kết quả hồi quy các ảnh hưởng cố định (Fixed Effects) cho kết quả tương tự như hai phương pháp hồi quy Pooled OLS với các biến giả lần lượt là năm và năm và ngành. Doanh nghiệp có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt nếu có tỷ lệ nợ thấp và nắm giữ số lượng ít nguồn vốn lưu động rịng có thể thay thế cho tiền để đáp ứng nhu cầu thanh toán hằng ngày cho hoạt động sản xuất kinh doanh. Doanh nghiệp có dịng tiền thuần hoạt động kinh doanh, lưu chuyển tiền thuần của hoạt động tài chính và lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư càng cao thì càng có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt. Tuy nhiên trong mơ hình hồi quy các ảnh hưởng cố định, biến quy mô thực của doanh nghiệp, biến tỷ số Price / Book value đại diện cho cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp, chi tiêu vốn và tính biến động của dịng tiền khơng có ý nghĩa thống kê giải thích tác động lên lượng tiền mặt nắm giữ của các doanh nghiệp phi tài chính trong giai đoạn 2009-2012.
4.3.4. Phương pháp hồi quy Fama – Macbeth: Bảng 8: Kết quả hồi quy Fama –
Macbeth:
Biến độc lập Cof. Std.Err t-statistics p-value
MTB 0.0188 0.0146 1.29 0.2877 RSIZE -0.0008 0.0026 -0.29 0.7900 LEV -0.1657 0.0480 -3.45 0.0410 OCF 0.6005 0.2088 2.88 0.0638 NWC -0.1173 0.0254 -4.61 0.0192 CAPEX -0.0329 0.0353 -0.93 0.4201 ICF 0.6149 0.2220 2.77 0.0696
FIN 0.5205 0.2417 2.15 0.1203
VAROCF -0.0062 0.0089 -0.70 0.5338
_CONS 0.1940 0.0538 3.60 0.0366
Số quan sát 4
Nguồn: tổng hợp từ kết quả từ Stata 11.1 và MS Excel 2007 Ghi
chú: Năm 2010, 2011, 2012, mơ hình hồi quy dữ liệu chéo có hiện tượng phương sai
thay đổi và người viết đã khắc phục bằng tùy chọn Robust trong Stata, năm 2009 không bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả hồi quy theo phương pháp Fama – Macbeth cho thấy hai biến dòng tiền thuần hoạt động kinh doanh, lưu chuyển tiền thuần của hoạt động đầu tư có tác động cùng chiều với lượng tiền mặt doanh nghiệp đang nắm giữ. Hai biến tỷ lệ địn bẩy và vốn lưu động rịng có mối quan hệ nghịch chiều với nắm giữ tiền mặt. Theo kết quả hồi phương pháp Fama – Macbeth, biến quy mô thực của doanh nghiệp, biến cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp, chi tiêu vốn, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính và tính biến động của dịng tiền khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả của mơ hình hồi quy theo phương pháp Fama – Macbeth khơng phát hiện thêm biến mới nào có ý nghĩa thống kê và cịn có ít biến có ý nghĩa thống kê hơn ba mơ hình hồi quy trước.
4.3.5. Tổng hợp các kết quả hồi quy: Bảng 9: Tổng hợp các kết quả hồi quy
Biến độc lập
Hồi quy OLS với biến giả Hồi quy các ảnh hưởng
cố định
Phương pháp Fama -
MacBeth
Năm Năm &
Ngành MTB Coef. 0.0100 0.0089 0.0046 0.0188 t-statistic 1.2200 1.1200 0.9900 1.2892 significant 0.2240 0.2630 0.322 0.2877 RSIZE Coef. -0.0013 -0.0011 -0.0007 -0.0008 t-statistic -0.3600 -0.3000 -0.2100 -0.2910 significant 0.7220 0.7670 0.8350 0.7900 LEV Coef. -0.1711*** -0.1857*** -0.1682*** -0.1657*** t-statistic -6.9400 -7.3100 -8.1800 -3.4486 significant 0.0000 0.0000 0.0000 0.0410 OCF Coef. 0.6120*** 0.5826*** 0.6075*** 0.6005** t-statistic 7.8100 7.4900 13.9300 2.8752 significant 0.0000 0.0000 0.0000 0.0638 NWC Coef. -0.1189*** -0.1408*** -0.1225*** - 0.1173** t-statistic -4.1000 -4.5200 -5.2600 -4.6131 significant 0.0000 0.0000 0.0000 0.0192
CAPEX Coef. -0.0394 -0.0182 -0.0454 -0.0329 t-statistic -1.1700 -0.5600 -1.2100 -0.9320 significant 0.2430 0.5790 0.2250 0.4201 ICF Coef. 0.5881*** 0.5493*** 0.5960*** 0.6149* t-statistic 7.4800 7.0500 11.5700 2.7695 significant 0.0000 0.0000 0.0000 0.0696 FIN Coef. 0.5439*** 0.5156*** 0.5528*** 0.5205 t-statistic 6.8300 6.4600 13.3500 2.1536 significant 0.0000 0.0000 0.0000 0.1203 VAROCF Coef. 0.0004*** 0.0004*** 0.0004 -0.0062 t-statistic 4.7600 4.6700 1.5900 -0.7010 significant 0.0000 0.0000 0.1110 0.5338 _CONS Coef. 0.2240 0.2534 0.2032 0.1940 t-statistic 2.2800 2.2600 2.3300 3.6047 significant 0.0230 0.0250 0.0200 0.0366 Số quan sát 524 524 524 4 R-squared 0.4192 0.4663
Ghi chú: *** , **, * lần lượt thể hiện các biến có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%.
Tổng hợp các kết quả hồi quy, bốn phương pháp hồi quy đều cho thấy mối quan hệ ngược chiều của tỷ lệ đòn bẩy, vốn lưu động ròng đối với nắm giữ tiền mặt tại mức ý nghĩa là 1%. Điều này có ý nghĩa là các doanh nghiệp càng vay mượn nhiều nợ và có một nguồn nguồn thay thế cho tiền lớn thì sẽ nắm giữ ít tiền mặt hơn. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và nghiên cứu của Opler và các cộng sự (1999) khi cho rằng nợ của doanh nghiệp là phản ứng lại với khả năng tự tài trợ bên trong của doanh nghiệp, tức là nếu doanh nghiệp có đủ tiền để tự tài trợ thì tỷ lệ vay mượn nợ bên ngồi sẽ giảm.
Các phương pháp hồi quy đều cho thấy dòng tiền thuần hoạt động của doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến lượng tiền mặt nắm giữ của các doanh nghiệp tại mức ý nghĩa 1%, riêng phương pháp hồi quy Fama – Macbeth với mức ý nghĩa 5%. Kết quả của mối tương quan cùng chiều này phù hợp với nghiên cứu của Ozkan và Ozkan (2004). Khi dòng tiền mặt lớn, điều đó có nghĩa là hoạt động kinh doanh đang tốt và do đó doanh nghiệp có thể đầu tư nhiều hơn nữa để phát triển doanh nghiệp. Thêm vào đó, theo lý thuyết trật tự phân hạng, các doanh nghiệp lại chuộng sử dụng nguồn tài trợ bên trong hơn và vận động tài trợ từ bên ngoài, điều này lý giải tại sao các doanh nghiệp cần nắm giữ nhiều tiền mặt hơn khi dòng tiền mặt càng lớn.
Hai hồi quy Pooled OLS với biến giả năm và biến giả năm và ngành cho thấy tính biến động của dịng tiền có tác động cùng chiều với lượng tiền mặt nắm giữ tại mức ý nghĩa 1%, tuy nhiên biến này lại khơng có ý nghĩa với phương pháp hồi quy các ảnh hưởng cố định và Fama – Macbeth. Các doanh nghiệp có biến động dịng tiền cao thường có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để tránh sự thiếu hụt có thể xảy ra. Kết quả này phù hợp với lý thuyết đánh đổi và các nghiên cứu trước đây của Kim và các cộng sự (1999), Ferreira và Vilela (2004) cũng như Ozkan và Ozkan (2004).
Hai tác giả Lee và Powell (2010) đã cố tình đưa thêm hai biến lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư và lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính để xem xét mối tương quan của chúng đối với lượng tiền mặt đang nắm giữ tại doanh nghiệp. Hai ông cho rằng doanh nghiệp với lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư và tài chính vững mạnh, đó là dấu hiệu cho biết doanh nghiệp đó có hoạt động đầu tư và tài chính hiệu quả và doanh nghiệp sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để có thể làm nguồn cho các quyết định đầu tư tài sản cố định và đầu tư tài chính trong tương lai. Kết quả hồi quy của hai phương pháp Pooled OLS và hồi quy các ảnh hưởng cố định cho lưu chuyển từ hoạt động đầu tư và hoạt động tài chính có tác động cùng chiều đến lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp tại mức ý nghĩa 1%, tuy nhiên phương pháp hồi quy Fama – Macbeth thì khơng có ý nghĩa thống kê.
Theo kết quả nghiên cứu, các yếu tố đặc thù doanh nghiệp như quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ vay nợ, chi tiêu vốn không tác động đến nắm giữ tiền mặt tại các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2009 – 2012.
4.4. Kết quả hồi quy cho mơ hình tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động và giá trị của doanh nghiệp:
4.4.1. Kết quả hồi quy cho mơ hình tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp:
Theo như đã mơ tả mơ hình nghiên cứu và các phương pháp thực hiện, trước tiên, các phương pháp hồi quy của mơ hình Pooled OLS, FEM, REM sẽ được lần lượt chạy và sử dụng các phép kiểm định để lựa chọn phương pháp nào hiệu quả để xem xét tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp được thể hiện như sau:
Bảng 10: Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp cho tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (cơ hội đầu tư ở mức thấp)
Nhóm cơng ty có cơ hội đầu tư ở mức thấp
Pooled OLS & FEM FEM & REM REM & Pooled OLS
F test = 0.23 > α (0.05) → chọn Pooled OLS Hausman test P value = 0,5591 >α (0.05) → chọn REM rho = 0, chọn Pooled OLS
Nguồn: tổng hợp từ kết quả từ Stata 11 .1
Theo kết quả kiểm định, đối với các doanh nghiệp với cơ hội đầu tư ở mức độ thấp thì phương pháp Pooled OLS là phù hợp để xem xét tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Bảng 11: Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp cho tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (cơ hội đầu tư ở mức trung bình)
Nhóm cơng ty có cơ hội đầu tư ở mức trung bình Pooled OLS & FEM
F test = 2.57> α (0.05) → chọn Pooled OLS
FEM & REM
Hausman test, P value = 0.2879>α (0.05)
→ chọn REM
REM & Pooled OLS
rho = 0,440662 (# 0) → chọn REM
Nguồn: tổng hợp từ kết quả từ Stata 11 .1
Theo kết quả kiểm định, đối với các doanh nghiệp với cơ hội đầu tư ở mức độ trung bình thì phương pháp Random Effects là phù hợp để xem xét tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Bảng 12: Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp cho tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (cơ hội đầu tư ở mức cao)
Nhóm cơng ty có cơ hội đầu tư ở mức cao
Pooled OLS & FEM FEM & REM REM & Pooled OLS
F test = 0.84 > α (0.05) →chọn Pooled OLS Hausman test P value = 0,1242 >α (0.05) → chọn REM rho = o → chọn Pooled OLS
Nguồn: tổng hợp từ kết quả từ Stata 11 .1
Từ kết quả lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp, ta có tác động của nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động như thế nào sẽ được trình bày trong nội dung dưới đây:
Bảng 13: Tác động của nắm giữ tiền mặt (LIQ) đối với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua biến ROA trong giai đoạn 2009 - 2012
Biến độc lập Nhóm cơng ty có mức độ cơ hội đầu tư
Thấp Trung bình Cao LIQ Coef. 0.0791 0.3000*** 0.0496 Sta.err 0.0954 0.0936 0.0524 t-statistic 0.83 3.20 0.95 p-value 0.4090 0.0010 0.3460 _Cons Coef. -0.0121 -0.0284** -0.0092** Sta.err 0.0080 0.0112 0.0043 t-statistic -1.50 -2.54 -2.15 p-value 0.1370 0.0110 0.0350
Mơ hình phù hợp Pooled OLS Random Effects Pooled OLS
R-Squared 0.0081 0.2133 0.0101
Số quan sát 86 86 90
Nguồn: tổng hợp từ kết quả từ Stata 11 Ghi chú: *** , **, * lần lượt thể hiện các biến có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%.
Biến giả khơng được trình bày
Với kết quả trong bảng 13, mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản có tương quan dương đối với tất cả các doanh nghiệp có mức độ cơ hội đầu tư thấp, trung bình và cao, tuy nhiên chỉ có nhóm doanh nghiệp thuộc mức độ cơ hội đầu tư trung bình có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 1%. Hệ số tương quan của nhóm các doanh nghiệp có mức độ cơ hội đầu tư trung bình cao hơn nhóm ít có cơ hội đầu tư. Điều này phù hợp với giả thuyết đã nêu ra ở phần trước khi cho
rằng nếu cơ hội đầu tư là đủ lớn, việc nắm giữ một lượng lớn tiền mặt sẽ có một tương quan dương với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Tuy nhiên không đủ bằng chứng để kết luận rằng khi doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư, càng nắm giữ nhiều tiền mặt thì hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp càng cao.
Có thể thấy rằng các doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt, có cơ hội đầu tư, biết vận dụng mở rộng sản xuất kinh doanh theo đúng ngành nghề, thế mạnh của mình sẽ thu được lợi nhuận cao. Tuy nhiên, đối với các doanh nghiệp nhỏ nội lực cịn bé, ít có cơ hội đầu tư và chưa thể tiếp cận với các nguồn vốn, nguồn tài trợ kịp thời nên họ gặp nhiều khó khăn khi tham gia đầu tư để mang lại hiệu quả. Các doanh nghiệp, tập đồn lớn có nhiều cơ hội đầu tư, lại đầu tư dàn trải vào các ngành nghề, lĩnh vực khơng phải là thế mạnh của doanh nghiệp hoặc vì lợi ích của nhà quản lý đã tích trữ nhiều tiền mặt thay vì chia cổ tức cho cổ đông, đã đầu tư vào nhiều dựa án kể cả khi dự án đó có NPV âm, điều đó cũng phần nào chưa mang lại hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua hành động nắm giữ tiền mặt.
4.4.2. Kết quả hồi quy cho mơ hình tác động của nắm giữ tiền mặt lên giá trị doanh nghiệp:
Tương tự như trên, các phương pháp hồi quy của mơ hình Pooled OLS, FEM, REM sẽ được lần lượt chạy và sử dụng các phép kiểm định để lựa chọn phương pháp nào hiệu quả để xem xét tác động của nắm giữ tiền mặt lên giá trị của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp được thể hiện như sau:
Bảng 14: Kết quả hồi quy và kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp cho tác