doanh nghiệp
Hệ số p-value Hệ số p-value Hệ số p-value
Hệ số chặn 0.017 0.692 -0.011 0.741 -0.094* 0.052 CashFlow 0.202*** 0.000 0.191*** 0.000 0.218*** 0.000 Neg -0.015 0.108 -0.035*** 0.000 -0.028** 0.016 CashFlow*Neg -0.279*** 0.000 -0.314*** 0.000 -0.125 0.137 Constraint -0.010 0.226 -0.012 0.104 0.009 0.385 CashFlow*Constraint 0.059 0.463 0.159* 0.060 0.027 0.725 Constraint*Neg -0.037 0.181 -0.005 0.821 -0.041 0.133 CashFlow*Constraint*Neg -0.153 0.451 -0.181 0.388 -0.529*** 0.000 Q -0.000 0.980 0.000 0.980 -0.004 0.651 Size -0.001 0.520 0.000 0.933 0.003* 0.092 Expenditure -0.313*** 0.000 -0.316*** 0.000 -0.311*** 0.000 Acquisition -0.013** 0.028 -0.013** 0.031 -0.012** 0.040 ∆NCWC -0.406*** 0.000 -0.407*** 0.000 -0.406*** 0.000 ShortDept 0.027** 0.012 0.025** 0.019 0.032*** 0.002 N 1605 1605 1605
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu tác giả tổng hợp từ Stata 12.0) Bảng 4.13 trình bày kết quả hồi quy phương trình (2). Dựa vào các phụ lục số 7, 8 và 9 thì kiểm định J-test có giá trị p-value theo cả 3 phương pháp phân loại ràng buộc tài chính có giá trị lần lượt là 0.435, 0.473 và 0.392. Các giá trị p-value này đều lớn hơn 0.05 nên dữ liệu phù hợp để đáp ứng các giới hạn của mơ hình GMM. Theo phương pháp phân loại ràng buộc tài chính của chỉ số WW và chi trả cổ tức tiền mặt thì biến tương tác (CashFlow*Neg) vẫn có mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy rằng khi đưa thêm biến giả ràng buộc tài chính vào trong phương trình (2) thì vẫn tồn tại sự bất cân xứng trong tác động của dòng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ giữa doanh nghiệp có dịng tiền dương và doanh
nghiệp có dịng tiền âm. Dấu của hệ số ước lượng biến dòng tiền (CashFlow) tiếp tục dương và có giá trị lần lượt theo 3 phương pháp phân loại ràng buộc tài chính là 0.202, 0.191 và 0.218. Các hệ số ước lượng này đều có mức ý nghĩa thống kê 1%.
Các hệ số ước lượng của các biến khác như chi tiêu vốn (Expenditure), hoạt động mua lại cổ phần (Acquisition), thay đổi trong vốn luân chuyển ròng phi tiền mặt (∆NCWC) và nợ ngắn hạn đầu kỳ (ShortDept) đều có mức ý nghĩa thống kê ở cả ba phương pháp phân loại ràng buộc tài chính. Cũng giống với kết quả ước lượng phương trình (1) thì hệ số ước lượng của biến quy mô doanh nghiệp (Size) và chỉ số Tobin’q (Q) tiếp tục khơng có mức ý nghĩa thống kê.
Theo phương pháp phân loại quy mô doanh nghiệp thì hệ số ước lượng của biến tương tác (CashFlow*Constraint*Neg) có giá trị là -0.529 và có mức ý nghĩa thống kê khá cao 1%. Hệ số ước lượng biến tương tác (CashFlow*Constraint) chỉ có mức ý nghĩa thống kê 10% theo phương pháp phân loại chi trả cổ tức và có giá trị là 0.159. Hai hệ số ước lượng của biến tương tác (CashFlow*Constraint*Neg) và biến tương tác (CashFlow*Constraint) khơng cùng đồng thời có mức ý nghĩa thống kê ở cả ba phương pháp phân loại ràng buộc tài chính. Như vậy, khơng có đủ bằng chứng để chấp nhận giả thiết 2, có nghĩa là khơng có khác biệt trong sự bất cân xứng của tác động dòng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ giữa doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính và doanh nghiệp khơng bị ràng buộc tài chính.
4.3.3. Kết quả kiểm định giả thiết 3
Bảng 4.14 trình bày kết quả hồi quy phương trình (3). Dựa vào phụ lục số 10, kiểm định J-test có giá trị p-value là 0.704 lớn hơn 0.05 nên giả thiết H0 được chấp nhận, có nghĩa là dữ liệu phù hợp để đáp ứng các giới hạn của mơ hình GMM. Khi đưa biến giả chi phí đại diện (Inst) và biến tương tác (CashFlow*Inst) vào mơ hình nghiên cứu thì kết quả hồi quy cho thấy rằng hệ số ước lượng của biến dịng tiền (CashFlow) có giá trị là 0.18 và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số ước lượng của biến tương tác (CashFlow*Inst) có giá trị là 0.25 và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Ngoài ra, kết quả ước lượng cũng cho thấy rằng các biến kiểm sốt khác cũng
có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%. Ngoại trừ hệ số ước lượng của hai biến quy mô doanh nghiệp (Size) và chỉ số Tobin’q (Q) là khơng có mức ý nghĩa thống kê.
Tổng hệ số ước lượng của hai biến (CashFlow + CashFlow*Inst) có giá trị là 0.43. Điều này có nghĩa là khi dịng tiền tăng 1% thì lượng tiền mặt nắm giữ sẽ tăng 0.43% đối với doanh nghiệp có sự kiểm sốt bên ngồi chặt chẽ. Trong khi đó, đối với doanh nghiệp có ít sự kiểm sốt bên ngồi thì khi dịng tiền tăng 1% thì lượng tiền mặt nắm giữ chỉ tăng có 0.18%. Như vậy, giả thiết 3 được chấp nhận, có nghĩa là tác động của dịng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp có sự kiểm sốt bên ngồi chặt chẽ thì lớn hơn so với doanh nghiệp có ít sự kiểm sốt bên ngồi.
Bảng 4.14. Kết quả hồi quy khi xem xét yếu tố chi phí đại diện Biến phụ thuộc = ∆CashHoldings
Hệ số p-value Hệ số chặn -0.002 0.966 CashFlow 0.180*** 0.000 Inst -0.030*** 0.003 CashFlow*Inst 0.250*** 0.005 Q 0.000 0.996 Size -0.000 0.792 Expenditure -0.309*** 0.000 Acquisition -0.014** 0.022 ∆NCWC -0.410*** 0.000 ShorDept 0.031*** 0.003 N 1605
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Với phương pháp ước lượng GMM bậc 4, bài nghiên cứu đã thu được những kết luận sau:
Thứ nhất, tồn tại sự bất cân xứng trong tác động của dòng tiền lên thay đổi
lượng tiền mặt nắm giữ giữa doanh nghiệp có dịng tiền dương và doanh nghiệp có dịng tiền âm. Tác động của dịng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ là cùng chiều khi doanh nghiệp có dịng tiền dương và nghịch chiều khi doanh nghiệp có dịng tiền âm. Trong khi nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012) cho rằng, tác động của dòng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ là nghịch chiều khi doanh nghiệp có dịng tiền dương và cùng chiều khi doanh nghiệp có dịng tiền âm. Theo tác giả, kết luận bài nghiên cứu này không đồng nhất với nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012) có thể là do giai đoạn nghiên cứu. Bao và cộng sự (2012) tiến hành nghiên cứu trong khoảng thời gian khá dài từ 1972 đến 2006, trước khi xảy ra khủng hoảng kinh tế tồn cầu năm 2008. Trong khi đó, tác giả sử dụng khoảng thời gian nghiên cứu là khá ngắn sau cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2008 đến năm 2014. Nền kinh tế Việt Nam tuy đã có dấu hiệu phục hồi sau cuộc khủng hoảng nhưng tốc độ tăng trưởng kinh tế vẫn còn thấp, hoạt động của các doanh nghiệp vẫn cịn gặp nhiều khó khăn. Các doanh nghiệp chưa có nhiều cơ hội đầu tư mang về lợi nhuận. Do đó, khi có dịng tiền dương, các doanh nghiệp sẽ gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ để đảm bảo cho hoạt động của doanh nghiệp thay vì phải giảm lượng tiền mặt nắm giữ để tài trợ cho các dự án đầu tư. Ngược lại, đối với doanh nghiệp có dịng tiền âm, khi dịng tiền giảm thì doanh nghiệp sẽ gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ. Thay vì phải tiếp tục giảm lượng tiền mặt nắm giữ để tài trợ cho các dự án đầu tư không mang về lợi nhuận, các doanh nghiệp Việt Nam có khuynh hướng cắt giảm các khoản đầu tư từ các dự án này và gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ để đảm bảo cho các hoạt động của doanh nghiệp.
Thứ hai, khơng có khác biệt trong sự bất cân xứng của tác động dòng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ giữa doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính và
doanh nghiệp không bị ràng buộc tài chính. Kết luận này khơng đồng nhất với nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012) khi cho rằng sự bất cân xứng trong tác động của dòng tiền lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp không bị ràng buộc tài chính sẽ lớn hơn so với doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính. Theo tác giả, các hệ số ước lượng của biến ràng buộc tài chính (Constraint), biến tương tác (CashFlow*Constraint) và biến tương tác (CashFlow*Constraint*Neg) trong mơ hình hồi quy khơng có mức ý nghĩa thống kê là do nhiều nguyên nhân. Trong đó, nguyên nhân quan trọng nhất đó là cả 3 phương pháp phân loại ràng buộc tài chính là không phù hợp khi áp dụng đối với các doanh nghiệp Việt Nam. Theo mỗi phương pháp phân loại dựa vào chỉ số WW và quy mơ doanh nghiệp thì số lượng doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính chỉ chiếm khoảng 25% trong tồn bộ mẫu các doanh nghiệp. Trong khi đó, phần lớn các doanh nghiệp tại Việt Nam đều là các doanh nghiệp nhỏ và vừa, các doanh nghiệp này gặp rất nhiều khó khăn khi tiếp cận các nguồn vốn bên ngoài. Nên số lượng doanh nghiệp bị ràng buộc tài chính tại Việt Nam sẽ chiếm tỷ lệ cao hơn nhiều so với 25% trong toàn bộ mẫu các doanh nghiệp. Phương pháp phân loại ràng buộc tài chính dựa vào chi trả cổ tức cũng khơng chính xác. Một doanh nghiệp khơng chi trả cổ tức khơng có nghĩa là doanh nghiệp này đang gặp khó khăn khi tiếp cận các nguồn vốn bên ngoài.
Thứ ba, kết quả bài nghiên cứu cũng cho thấy rằng tác động của dòng tiền
lên thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp có sự kiểm sốt bên ngồi chặt chẽ hơn thì lớn hơn so với doanh nghiệp có ít sự kiểm sốt bên ngồi. Kết luận này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012).
Tóm lại, trong chương này tác giả đã tiến hành ước lượng mơ hình và kiểm định các giả thiết nghiên cứu, bên cạnh đó luận văn cũng thực hiện liên hệ với thực tế của các doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu thông qua phần thảo luận kết quả nghiên cứu.