Number of
obs Mean Std. Dev. Min Max
cash 590 0.1036 0.1026 0.001 0.5321 cf 590 0.1096 0.1158 -0.1517 0.762 DCR 590 0.2753 0.2104 0 0.7581 SPRD 590 0.0262 0.0047 0.0194 0.0305 UC 590 0.0458 0.0688 0.0004 0.8287 ROA 590 0.0707 0.0901 -0.6455 0.501 PBR 590 0.575 0.5232 0.0273 3.7238
Tỉ lệ tiền trên tổng tài sản (cash) của các doanh nghiệp trong mẫu dao động từ mức
thấp nhất 0.1% đến cao nhất là 53.21%.Tỉ lệ nắm giữ tiền trung bình của các doanh nghiệp trong mẫu trong giai đoạn 2008 – 2012 là 10.36%; độ lệch chuẩn của tỉ lệ tiền và các khoản tương đương tiền trên tổng tài sản là 10.26%.
Tỉ lệ dòng tiền trên tổng tài sản (cf) của các doanh nghiệp trong mẫu có giá trị trung
bình là 10.96% trong đó giá trị thấp nhất là -15.17% và giá trị cao nhất là 76.2%, mức độ dao động khá lớn với độ lệch chuẩn là 11.58%.
Tỉ lệ nợ trên tổng tài sản (DCR) dao động trong khoảng từ 0% đến 75.81%, như vậy
nghiệp có tỉ lệ địn bẩy cao, trong đó tỉ lệ địn bẩy trung bình là 27.53% với độ lệch chuẩn là 21.04%.
Chỉ số biến động dòng tiền (UC) có mức biến động trung bình là 4.58%, trong đó
mức biến động cao nhất là 82.87% và mức biến động thấp nhất là 0.04% với độ lệch chuẩn là 6.88%.
Tỉ lệ lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA) dao động trong khoảng -64.55% và 50.1%, như vậy trong giai đoạn 2008 – 2012 có cơng ty hoạt động kém hiệu quả
mức lỗ hoạt động cao nhưng cũng có những cơng ty hoạt động rất hiệu quả. Trong
đó, khả năng sinh lợi trên tài sản của mẫu đạt mức trung bình là 7.07% với độ lệch
chuẩn là 9.01%.
Tỉ lệ vốn hóa thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản (PBR) trung bình ở
mức 57.5%, trong đó giá trị thấp nhất là 2.73% nhưng giá trị cao nhất là 372.38% (Công ty Vinamilk). Tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của mẫu có độ lêch chuẩn khá cao 52.32%.
CHƯƠNG 4:
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Dựa vào bộ dữ liệu được thu thập dưới dạng dữ liệu bảng từ năm 2008 đến năm 2012 theo dạng dữ liệu cân bằng (Balanced data) đã được mô tả ở chương 3. Tác
giả dùng phần mềm thống kê Stata11 để thực hiện định lượng phục vụ cho việc kiểm định các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp và ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
4.1 Kết quả hồi quy mơ hình 1: Động cơ thúc đẩy việc nắm giữ tiền
Dựa vào mơ hình (1) được trình bày ở chương 3, cùng với giả định được đặt ra, tác giả tiến hành kiểm định xem các yếu tố tác động đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2012.
4.1.1 Phân tích ma trận tương quan giữa các biến
Hệ số tương quan dùng để cho thấy xu hướng các mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình. Dựa vào kết quả ma trận tương quan, tác giả sẽ phân tích mối tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập trong mơ hình và mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau.
Bảng 4.1.1: Bảng phân tích ma trận hệ số tương quan giữa các biến
casht cft DCRt-1 SPRDt UCt casht 1 cft 0.0658 1 DCRt-1 -0.37 -0.141 1 SPRDt -0.025 -0.118 0.0191 1 UCt 0.1777 0.1621 -0.194 -0.106 1
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
Dựa vào ma trận hệ số tương quan, ta có thể quan sát thấy kết quả hiệp phương sai giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8, do đó tương quan giữa các biến khơng nghiêm trọng.
- Biến tỉ lệ tiền doanh nghiệp nắm giữ tương quan cùng chiều với biến tỉ lệ
dòng tiền (0.0658) và chỉ số biến động dòng tiền (0.1777), điều này thể hiện rằng khi tỉ lệ dòng tiền tăng và dịng tiền càng biến động thì tỉ lệ tiền và các khoản tương
đương tiền của doanh nghiệp cũng tăng và ngược lại.
- Biến tỉ lệ tiền doanh nghiệp nắm giữ tương quan ngược chiều với biến tỉ lệ
đòn bẩy (-0.37) và biến chênh lệch lãi suất (-0.025), nghĩa là các cơng ty có đòn bẩy
càng cao và trả lãi vay càng nhiều thì càng nắm giữ ít tiền.
- Biến tỉ lệ dòng tiền tương quan ngược chiều với biến đòn bẩy (-0.141) và biến chênh lệch lãi suất (-0.118) nhưng tương quan cùng chiều với biến thể hiện sự biến động của dòng tiền (0.1621). Điều này nghĩa là doanh nghiệp có mức vay nợ càng cao, chi trả lãi vay nhiều thì tỉ lệ dịng tiền càng thấp trong khi đó tỉ lệ dịng tiền thấp thì sự biến động trong dịng tiền của doanh nghiệp cũng giảm.
- Biến đòn bẩy tương quan cùng chiều với biến chênh lệch lãi suất (0.0191)
nhưng lại tương quan ngược chiều với biến thể hiện sự biến động của dòng tiền
(0.194), điều này nghĩa là doanh nghiệp vay nợ càng cao thì càng trả lãi nhiều, và doanh nghiệp có địn bẩy tài chính cao thì dịng tiền doanh nghiệp có xu hướng ít biến động hơn.
Do giữa các biến có tương quan khá cao với nhau và các biến này có liên quan mật thiết về ý nghĩa kinh tế trong mơ hình nên tác giả tiếp tục tiến hành kiểm tra hiện
tượng đa cộng tuyến thơng qua nhân tử phóng đại phương sai VIF.
4.1.2 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.1.2: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại VIF
Variable VIF 1/VIF
UCt 1.07 0.9362
DCRt-1 1.05 0.9498
cft 1.05 0.951
SPRDt 1.02 0.9783
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
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy các giá trị VIF của các biến
đều nhỏ, và giá trị VIF trung bình = 1.05 < 10
Kết luận: Không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF.
4.1.3 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Khi tiến hành kiểm tra để lựa chọn giữa mơ hình hồi quy gộp (Pooled regression) và mơ hình tác động cố định FE, bộ dữ liệu tỏ ra phù hợp với mơ hình FE. Sau đó, tác giả tiếp tục lựa chọn mơ hình phù hợp với bộ dữ liệu dựa trên nền tảng kiểm định Hausman, kiểm định Hausman test được dùng để phân biệt giữa mơ hình tác động cố
định (FE) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (RE). Mơ hình tác động ngẫu nhiên yêu cầu
các giả định rằng các thành phần sai số ngẫu nhiên không tương quan với nhau và với các biến giải thích trong mơ hình. Tuy nhiên, mơ hình tác động cố định khơng địi hỏi các giả định như vậy. Kiểm định Hausman dùng kiểm định tính đồng thời, chỉ ra rằng nếu có sự đồng thời, một hoặc nhiều biến giải thích sẽ được nội sinh, do đó sẽ tương
quan với sai số. Tính đồng thời sẽ ủng hộ mơ hình RE.
Bảng 4.1.3: Kết quả lựa chọn giữa FEM và REM dựa trên nền tảng Hausman test
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fe re Difference S.E. cft -.0605258 -.0015602 -.0589657 .0548511 DCRt-1 -.1248429 -.1618088 .0369658 .0296685 SPRDt -.7135442 -.3658534 -.3476908 .2097079 UCt -.0810578 .0653918 -.1464496 .0665286 chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.12 Prob>chi2 = 0.1907
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: Lựa chọn mơ hình REM
Giả thuyết H1: Lựa chọn mơ hình FEM
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.1907 > α = 0.05. Suy ra, chấp nhận giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy đối với mẫu dữ liệu lựa chọn mơ hình REM phù hợp hơn mơ hình FEM.
Kết luận: Bộ dữ liệu tỏ ra phù hợp với mơ hình REM, tác giả tiếp tục dùng mơ hình
REM để tiến hành kiểm định.
4.1.4 Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của mô hình hồi quy
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.
Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong bảng
4.1.4 dưới đây:
Bảng 4.1.4A: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền
Var sd = sqrt(Var) cash 0.011364 0.1066017 e 0.00433 0.0658052 u 0.005456 0.0738638 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 210.07 Prob > chi2 = 0.0000
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
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng
phương sai thay đổi trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.1.4B: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan
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 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 ngoài 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
ơng 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 dòng 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