Kết quả cho thấy: Prob > F = 0.2442 > 1%, 5%, 10%, chấp nhận H0: sai số mơ hình ui=0, hay mơ hình OLS phù hợp hơn FEM.
Như vậy, sau khi thực hiện các kiểm định gồm Hausman test, Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test, F-test cho kết quả cuối cùng mơ hình OLS phù hợp hơn mơ hình FEM và mơ hình REM. Tơi tiến hành các kiểm định với mơ hình OLS. Trong q trình thực hiện, tôi kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng White’s test và kiểm tra tương quan chuỗi bằng Wooldridge test. Nếu mơ hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tương quan chuỗi, tơi sẽ sử dụng mơ hình FGLS để khắc phục.
Trước tiên, tơi kiểm định hai giả thuyết đầu bằng cách hồi quy mơ hình với tồn bộ quan sát của mẫu trong giai đoạn nghiên cứu để đánh giá tác động của nắm giữ tiền mặt, địn bẩy thị trường của cơng ty đối với giá trị biên của tiền mặt. Kế đến, tôi kiểm định tác động của tỷ lệ chi trả cho cổ đông đối với mẫu bao gồm các cơng ty có lợi nhuận dương và có phân phối cho cổ đơng thơng qua chi trả cổ tức hoặc mua lại cổ phần. Tiếp theo, tơi tiến hành kiểm định tính vững của các kết quả bằng cách sử dụng hai phương pháp đo lường khác đối với biến thay đổi mức nắm giữ tiền mặt. Sau đó, tơi kiểm định giả thuyết thứ 3, đánh giá tác động của yếu tố hạn chế tài chính của doanh nghiệp đến giá trị biên của tiền mặt bằng cách chia mẫu thành các mẫu phụ với hai phương thức chia khác nhau là chia theo tỷ lệ chi trả cho cổ đông và chia theo quy mô doanh nghiệp. Mặt khác, tôi cũng tiến hành kiểm định tác động của yếu tố hạn chế tài chính bằng cách sử dụng biến giả. Sau cùng, để đánh giá tác động kép của yếu tố hạn chế tài chính (khả năng tiếp cận thị trường vốn) và cơ hội đầu tư, tôi thực hiện kiểm định các mơ hình phụ được chia theo khả năng trả lãi và cơ hội đầu tư.
4.4. Kết quả kiểm định tác động của mức nắm giữ tiền mặt, đòn bẩy thị trường và tác động của yếu tố mua lại cổ phần trường và tác động của yếu tố mua lại cổ phần
Trong phần này, tôi kiểm định hai giả thuyết đầu tiên trên cơ sở quan sát toàn bộ mẫu qua tồn bộ giai đoạn nghiên cứu. Tơi tiến hành hồi quy với mơ hình đầu tiên là bao gồm các biến cơ bản, chưa có các biến tương tác và kết quả được thể hiện ở bảng 4.7 và ở cột I bảng 4.10.
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy mơ hình cơ bản
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (-0.2385)
Estimated covariances = 204 Number of obs = 1224 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 204 Estimated coefficients = 10 Time periods = 6 Wald chi2(9) = 954.05 Prob > chi2 = 0.0000
er Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] detac .2387838 .0117262 20.36 0.000 .2158008 .2617668 ct1 .1512033 .0118186 12.79 0.000 .1280393 .1743674 detae .3567185 .0250981 14.21 0.000 .3075271 .4059099 detana .0223705 .0068334 3.27 0.001 .0089773 .0357636 detai -.0187108 .0676267 -0.28 0.782 -.1512567 .113835 detad .0290399 .0727015 0.40 0.690 -.1134523 .1715321 lt -.1118579 .0178762 -6.26 0.000 -.1468945 -.0768213 nf -.0535199 .0090379 -5.92 0.000 -.0712339 -.0358059 rd .5355135 .0601016 8.91 0.000 .4177166 .6533104 _cons -.0059774 .0025802 -2.32 0.021 -.0110345 -.0009204
Ở mơ hình thứ hai tơi thêm vào hai biến tương tác là sự thay đổi tiền mặt tương tác với mức độ nắm giữ tiền (Ct-1 * ΔCt) và với đòn bẩy thị trường (Lt * ΔCt). Tôi tiến hành hồi quy với mơ hình OLS, sau đó kiểm tra phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi. Do kết quả cho thấy có phương sai sai số thay đổi và tương quan chuỗi, do đó tơi khắc phục bằng mơ hình FGLS. Kết quả được thể hiện ở bảng 4.8 và ở cột II bảng 4.10.
Mơ hình thứ ba được thực hiện với các cơng ty có thu nhập dương và tiền mặt được phân phối cho các cổ đông để kiểm định tác động của yếu tố mua lại cổ phần đối với giá trị của tiền mặt như thế nào. Kết quả được thể hiện ở bảng 4.9 và ở cột III bảng 4.10.
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy mơ hình có biến tương tác
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares
Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (-0.2104)
Estimated covariances = 204 Number of obs = 1224
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 204
Estimated coefficients = 12 Time periods = 6
Wald chi2(11) = 979.91
Prob > chi2 = 0.0000
er Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
detac .3256258 .0290743 11.20 0.000 .2686412 .3826103 detae .3707536 .0278593 13.31 0.000 .3161504 .4253568 detana .0293732 .0071422 4.11 0.000 .0153746 .0433717 rd .6378527 .0727229 8.77 0.000 .4953184 .780387 detai -.0980289 .0691616 -1.42 0.156 -.233583 .0375253 detad .0395593 .0727333 0.54 0.587 -.1029954 .1821139 ct1 .1494853 .0132859 11.25 0.000 .1234454 .1755252 lt -.1077161 .018963 -5.68 0.000 -.1448828 -.0705494 nf -.0427415 .0096585 -4.43 0.000 -.0616717 -.0238112 detacct1 -.0203214 .0299536 -0.68 0.497 -.0790295 .0383866 detaclt -.2234788 .0508471 -4.40 0.000 -.3231373 -.1238202 _cons -.0064202 .0026955 -2.38 0.017 -.0117032 -.0011373
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy kiểm định yếu tố mua lại cổ phần
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares
Panels: heteroskedastic
Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 62 Number of obs = 372
Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 62
Estimated coefficients = 14 Time periods = 6
Wald chi2(13) = 562.75
Prob > chi2 = 0.0000
er Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
detact .1600034 .0811465 1.97 0.049 .0009591 .3190478 detaet .5752518 .1210709 4.75 0.000 .3379572 .8125464 detanat .1373569 .0247419 5.55 0.000 .0888637 .1858501 rd -11.56723 19.06881 -0.61 0.544 -48.94141 25.80694 detait -1.913457 .2534125 -7.55 0.000 -2.410136 -1.416778 detadt 1.785055 .1747379 10.22 0.000 1.442575 2.127535 ct1 .1301124 .023614 5.51 0.000 .0838299 .176395 lt -.2560534 .0442738 -5.78 0.000 -.3428286 -.1692783 nft -.1335694 .0329193 -4.06 0.000 -.1980901 -.0690487 detactct1 .2375739 .0642971 3.69 0.000 .1115539 .3635939 detactlt -.2131005 .1310348 -1.63 0.104 -.469924 .043723 re .1897326 .045605 4.16 0.000 .1003483 .2791168 redetact .8368919 .4335426 1.93 0.054 -.0128359 1.68662 _cons -.0088543 .0051908 -1.71 0.088 -.0190281 .0013195
Có thể thấy, tác động của các yếu tố đến giá trị của tiền mặt là khác nhau đáng kể qua các mơ hình khi đưa vào thêm các biến. Điều này cũng ảnh hưởng đến kết quả của mơ hình về mặt ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.10. Kết quả hồi quy kiểm định tác động của nắm giữ tiền mặt, đòn bẩy thị trường và yếu tố mua lại cổ phần
Biến độc lập I II III ΔCt 0.238*** 0.325*** 0.160** (0.011) (0.029) (0.081) ΔEt 0.356*** 0.370*** 0.575*** (0.025) (0.027) (0.121) ΔNAt 0.022*** 0.029*** 0.137*** (0.006) (0.007) (0.024) ΔRDt 0.535*** 0.637*** -11.567 (0.060) (0.072) (19.068) ΔIt -0.018 -0.098 -1.913*** (0.067) (0.069) (0.253) ΔDt 0.029 0.039 1.785*** (0.072) (0.072) (0.174) Ct-1 0.151*** 0.149*** 0.130*** (0.011) (0.013) (0.023) Lt -0.111*** -0.107*** -0.256*** (0.017) (0.018) (0.044) NFt -0.053*** -0.042*** -0.133*** (0.009) (0.009) (0.032) Ct-1 * ΔCt -0.020 0.237*** (0.029) (0.064) Lt * ΔCt -0.223*** -0.213 (0.050) (0.131)
Ret 0.189*** (0.045) Ret * ΔCt 0.836* (0.433) Intercept -0.005** -0.006** -0.008* (0.002) (0.002) (0.005) Số quan sát 1224 1224 372
Ghi chú: * tương ứng với mức ý nghĩa 10%, ** tương ứng 5%, *** tương ứng 1%
Theo kết quả hồi quy tại Bảng 4.10, ở cột I cho thấy hệ số tương quan ban đầu tương ứng với sự thay đổi tiền mặt nói lên rằng một đồng tiền mặt tăng thêm chỉ được các cổ đông đánh giá ở mức 0.238 đồng. Khi tôi cho sự thay đổi tiền mặt tương tác với mức độ nắm giữ tiền mặt (Ct-1 * ΔCt) và với đòn bẩy thị trường (Lt * ΔCt) thì kết quả có sự thay đổi theo hướng tăng lên, thể hiện ở cột II. Điều này cho thấy giá trị biên của tiền mặt cũng chịu tác động từ lượng tiền mà công ty nắm giữ cũng như mức độ vay nợ của công ty. Khi thêm hai biến tương tác vào mơ hình, giá trị biên ước tính đối với một cơng ty khơng có tiền mặt và khơng có nợ là 0.325 đồng. So với kết quả nghiên cứu tại Mỹ của Faulkender và Wang (2006) thì kết quả nghiên cứu tại Mỹ còn cho thấy sự thay đổi tăng đáng kể hơn nhiều, trong khi đó nghiên cứu tại Pháp của Autukaite và Molay (2013) lại khơng có thay đổi đáng kể, thậm chí có giảm nhẹ khi hồi quy mơ hình cơ bản có biến tương tác so với mơ hình khơng có biến tương tác.
Theo như giả thuyết đã đưa ra, khi mức nắm giữ tiền mặt của cơng ty tăng thì giá trị của một đồng tiền mặt tăng thêm sẽ giảm. Như vậy, xét theo lý thuyết, hệ số tương quan của biến tương tác giữa mức nắm giữ tiền mặt và thay đổi của tiền mặt tại kết quả hồi quy có giá trị âm. Kết quả hồi quy tại cột II cũng cho thấy điều đó với mức -
0.020. Dựa theo kết quả tại cột II, giả sử có hai cơng ty, một cơng ty có mức nắm giữ tiền mặt là 5% giá trị thị trường của vốn cổ phần, và một cơng ty khác có mức nắm giữ tiền mặt là 20%. Khi đó, cơng ty khơng có nợ và có mức nắm giữ tiền mặt
5% thì giá trị biên của tiền mặt sẽ là 0.324 đồng (= 0.325 + ( - 0.020 * 5%)), trong khi cơng ty có mức nắm giữ tiền mặt 20% vốn cổ phần thì giá trị biên của tiền mặt sẽ là 0.321 đồng. Như vậy với cơng ty khơng nắm giữ hoặc nắm giữ ít tiền mặt thì giá trị của một đồng tiền mặt tăng thêm được đánh giá cao hơn. Lý giải cho điều này, đó là cơng ty khơng nắm giữ hoặc nắm giữ ít tiền mặt thì nhiều khả năng sẽ cần huy động vốn bên ngồi và do vậy, khi các nguồn quỹ nội bộ tăng thêm thì sẽ được đánh giá cao hơn. Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu tại Mỹ của Faukender và Wang (2006). Tuy nhiên, trong khi kết quả nghiên cứu tại Mỹ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% thì kết quả tại mơ hình trong trường hợp này lại khơng có nhiều ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên, kết quả này tốt hơn so với nghiên cứu tại Pháp với kết quả cho giá trị dương và khơng có ý nghĩa thống kê.
Đối với biến tương tác thứ hai giữa thay đổi tiền mặt và đòn bẩy thị trường, kết quả cho thấy giá trị biên của tiền mặt giảm khi đòn bẩy thị trường cao hơn. Kết quả này phù hợp với giả thuyết thứ hai, đó là khi tiền mặt tăng, khả năng cơng ty sẽ dùng một phần để trả nợ, nghĩa là các chủ nợ nhận được một phần lợi ích từ việc tăng lượng tiền mặt nắm giữ của công ty. Đối với cổ đơng thì giá trị của tiền mặt cao hơn khi cơng ty có ít nợ bởi vì khi đó thì sự thay đổi do khả năng dùng tiền đi trả nợ sẽ thấp hơn so với trường hợp có nợ cao. Với kết quả được thể hiện ở cột II, giả sử một cơng ty có địn bẩy thị trường 5% và một cơng ty có địn bẩy thị trường 20%. Khi đó, cơng ty có địn bẩy thị trường 5% sẽ có giá trị biên của tiền mặt là 0.314 đồng (= 0.325 + ( - 0.223 * 5%)), trong khi cơng ty có mức nắm giữ tiền mặt 20% vốn cổ phần thì giá trị biên của tiền mặt sẽ là 0.280 đồng. Về mặt thống kê, kết quả tại mơ hình có ý nghĩa ở mức 1%. Nghiên cứu tại Mỹ của Faulkender và Wang (2006) cũng có kết quả theo hướng tác động tương tự nhưng mức độ tác động mạnh hơn, trong khi đó nghiên cứu tại Pháp của Autukaite và Molay (2013) cũng cho giá trị là âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Tiếp theo, tôi ước lượng giá trị biên của tiền mặt trung bình cho mẫu. Trong thực tế, phần lớn các cơng ty đều có nắm giữ một lượng tiền mặt và có một số nợ nhất định,
giá trị biên của tiền mặt được tính bằng hệ số tương quan của sự thay đổi tiền mặt nắm giữ và các biến tương tác với mức nắm giữ tiền mặt và với địn bẩy thị trường. Nhìn vào cột II có thể thấy, nếu cơng ty khơng có nắm giữ tiền mặt và khơng có nợ ở thời điểm đầu năm thì một đồng tiền mặt tăng thêm được cổ đơng đánh giá 0.325 đồng. Tuy nhiên, bình quân một cơng ty có mức nắm giữ tiền mặt ở thời điểm đầu năm là 10.4% giá trị thị trường của vốn cổ phần, và đòn bẩy thị trường trung bình là 11.35%. Do vậy, giá trị biên của tiền mặt đối với các cổ đơng trong cơng ty trung bình là 0.30 đồng ( = 0.325 + ( -0.020 * 0.1040) + ( -0.223 * 0.1135)). Điều này cho thấy rằng khi tăng thêm một đồng tiền mặt nắm giữ thì giá trị của nó được các cổ đơng đánh giá dưới một đồng, điều này phù hợp với việc các cổ đông đánh giá đồng tiền đó với giá trị sau khi tính đến thuế đối với cổ đông. Kết quả này cũng thấp hơn so với nghiên cứu tại Pháp với giá trị biên của tiền mặt trung bình là 0.59 đồng và nghiên cứu tại Mỹ với 0.94 đồng.
Tôi cũng thực hiện kiểm định xem cách phân phối tiền mặt cho cổ đông sẽ tác động thế nào đến giá trị biên của tiền mặt. Về mặt lý thuyết, đối với các công ty chi trả tiền mặt cho cổ đông dưới dạng cổ tức hay mua lại cổ phần, dự đoán được đưa ra là giá trị của một đồng tiền mặt tăng thêm được đánh giá thấp hơn một đồng bởi vì cổ đơng sẽ phải trả thuế cho đồng tiền mặt đó. Tuy nhiên, thuế suất áp dụng đối với đồng tiền mặt đó lại phụ thuộc vào việc nó được chi trả như thế nào. Thuế suất đánh trên cổ tức thì cao hơn do vậy giá trị biên của tiền mặt dự đoán là sẽ cao hơn đối với những công ty chi trả cho cổ đơng dưới dạng mua lại cổ phần thay vì trả cổ tức. Tơi chỉ kiểm định những cơng ty có thu nhập dương và tiền mặt được phân phối cho các cổ đơng. Kết quả thực nghiệm cũng có sự tương đồng như vậy. Sử dụng biến tương tác giữa sự thay đổi tiền mặt và tỷ lệ mua lại cổ phần, tôi nhận thấy rằng đối với những công ty thực hiện mua lại cổ phần thì giá trị của tiền mặt được đánh giá cao hơn. Hệ số có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%. Về mặt kinh tế, kết quả này nói lên rằng một đồng tiền mặt tăng thêm đối với một công ty chi trả 100% dưới dạng mua lại cổ phần thì được đánh giá cao hơn một công ty chi trả 100% dưới
dạng cổ tức là 0.836 đồng. Các kết quả này phù hợp với giả thuyết đã nêu. Kết quả này cũng tương tự với kết quả có được tại nghiên cứu trên thị trường Mỹ.
4.5. Kiểm định tính vững trong kết quả hồi quy khi thay đổi phương pháp đo
lường sự thay đổi trong tiền mặt
Đối với nghiên cứu thực nghiệm ở trên, tôi kiểm định sự thay đổi trong giá trị thị trường, và do vậy sự thay đổi tiền mặt dự kiến sẽ được đưa vào giá trị thị trường của vốn cổ phần của công ty ở thời điểm đầu năm tài chính và sự thay đổi trong giá trị sẽ tương ứng với chính phần thay đổi tiền mặt ngồi dự báo. Hay nói cách khác, các kết quả thể hiện ở trên giả sử rằng mức nắm giữ tiền mặt dự báo ở thời điểm cuối năm tài chính bằng với giá trị của tiền mặt ở thời điểm cuối năm tài chính trước. Trong phần tiếp theo này, tôi tiến hành các kiểm định tính vững, sử dụng hai phương pháp khác để đo lường sự thay đổi tiền mặt dự báo qua một năm tài chính, và sử dụng sự chênh lệch giữa thay đổi thực tế và thay đổi dự báo trong phân tích. Phương pháp đo lường đầu tiên đối với thay đổi tiền mặt dự báo là sử dụng thay đổi tiền mặt trung bình của danh mục trong năm tài chính tương ứng. Theo phương pháp này, có thể hiểu rằng nếu một cơng ty X thuộc một danh mục AB trong năm tài chính t, thì mức thay đổi nắm giữ tiền mặt trung bình của danh mục AB cũng