CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.2. Ma trận các hệ số tương quan giữa các biến:
Bảng 4 trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong giai đoạn 2009-2012 cho 131 công ty phi tài chính niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh.
Bảng 4: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
LIQ MTB RSIZE LEV OCF NWC CAPEX ICF FIN VAR
OCF Dự đoán tương quan với lượng tiền nắm giữ LIQ 1 MTB 0.1357* 1 Cùng chiều RSIZE -0.0584 0.2377* 1 Nghịch chiều LEV -0.3027* -0.0724 0.2699* 1 Nghịch chiều OCF 0.2663* 0.1375* -0.0847 -0.2280* 1 Cùng chiều NWC -0.1119* -0.0157 -0.1211* -0.5040* -0.0638 1 Nghịch chiều
CAPEX -0.0884* 0.0631 0.0936* 0.0302 0.0812 -0.1046* 1 Nghịch chiều ICF 0.1151* -0.1331* -0.2114* -0.0794 -0.2047* 0.1197* -0.4233* 1 Cùng chiều FIN -0.0208 0.0209 0.2433* 0.2299* -0.6863* -0.1206* 0.1306* - 0.3485* 1 Nghịch chiều VAROCF 0.0388 0.0112 -0.0234 -0.0868* -0.0026 0.1079* 0.0156 0.0131 -0.0236 1 Cùng chiều
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ Stata 11 Ghi chú: (*) Mức ý nghĩa thống kê 5%
Trong bảng 4, hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập là khá thấp từ 0.0026 đến 0.6863. Trong đó hệ số 0.6863 thể hiện cho mối quan hệ giữa biến dòng tiền mặt hoạt động và biến lưu chuyển tiền thuần của hoạt động tài chính. Theo kinh nghiệm cho thấy nếu hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập cao hơn 0.8 thì sẽ có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến trong mơ hình. Với kết quả về mối tương quan giữa các biến độc lập như trong bảng 4 đã xác nhận cho sự phù hợp của các mơ hình hồi quy nghiên cứu về mối quan hệ giữa các yếu tố tác động lên lượng tiền mặt nắm giữ.
Từ bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến ta thấy biến giá thị trường trên giá sổ sách đại điện cho cơ hội phát triển của doanh nghiệp, biến dòng tiền mặt hoạt động, tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư và biến tính biến động của dịng tiền được dự báo có mối quan cùng chiều với lượng tiền mặt đang nắm giữ, ngược lại biến quy mô thực của doanh nghiệp, tỷ lệ đòn bẩy, vốn lưu động ròng, chi tiêu vốn, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính được dự báo có mối quan hệ ngược chiều với lượng tiền mặt nắm giữ tại doanh nghiệp.
4.3. Kết quả hồi quy cho mơ hình các nhân tố tác động đến lượng tiền mặt nắm giữ:
4.3.1. Hồi quy Pooled OLS với biến giả năm:
Bảng 5: Kết quả hồi quy Pooled OLS với biến giả năm:
Biến độc lập Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] MTB 0.0100 0.0082 1.22 0.2240 -0.0061 0.0260 RSISE -0.0013 0.0036 -0.36 0.7220 -0.0084 0.0058 LEV -0.1711 0.0247 -6.94 0.0000 -0.2196 -0.1227 OCF 0.6120 0.0784 7.81 0.0000 0.4580 0.7660 NWC -0.1189 0.0290 -4.1 0.0000 -0.1759 -0.0619 CAPEX -0.0394 0.0337 -1.17 0.2430 -0.1057 0.0268 ICF 0.5881 0.0786 7.48 0.0000 0.4337 0.7424 FIN 0.5439 0.0797 6.83 0.0000 0.3873 0.7004 VAROCF 0.0004 0.0001 4.76 0.0000 0.0002 0.0005 _CONS 0.2240 0.0982 2.28 0.023 0.0310 0.4170 Số quan sát 524 F( 12, 511) 16.68 Prob > F 0.000 R-squared 0.4192
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 cho thấy tỷ lệ đòn bẩy, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh, vốn lưu động ròng, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính, tính biến động của dịng tiền có tác động đến nắm giữ tiền mặt ở mức ý nghĩa 1%. Trong đó tỷ lệ địn bẩy và vốn lưu động rịng có mối quan hệ nghịch chiều với nắm giữ tiền mặt. Mối tương quan nghich chiều này phù hợp với lý thuyết đánh đổi và trật tự phân hạng. Phát hiện này cũng tương đồng với các nghiên cứu của Ferreira và Vilela (2004) tại các quốc gia trong khối Liên minh tiền tệ Châu Âu (EMU), Lee và Powell (2010) tại các cơng ty phi tài chính tại Úc. Ngược lại, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh, tính biến động của dịng tiền có tác động cùng chiều đến nắm giữ tiền mặt giải thích theo lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết đánh đổi, và phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của Kim và các cộng sự (1998), Ozkan và Ozkan (2004). Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư, lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động tài chính có mối quan hệ tương quan dương với nắm giữ tiền mặt của phù hợp với dự đoán và phát hiện của Lee và Powell (2010). Các biến quy mô thực của doanh nghiệp, biến tỷ số Price / Book value đại diện cho cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp và chi tiêu vốn khơng có ý nghĩa thống kê.
4.3.2. Hồi quy Pooled OLS với biến giả năm và ngành:
Bảng 6: Kết quả hồi quy Pooled OLS với biến giả năm và ngành: Biến độc 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: 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, mô 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 đòn bẩy và vốn lưu động ròng 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 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 ngoài 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: 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: 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