(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận thấy p_value = 0.0021 < 0.05, do đú ta cú thể bỏc bỏ giả thiết HO. Từ những kết quả trờn, ta cú thể thấy mụ hỡnh thớch hợp nhất đối với cỏc cụng ty Việt Nam là FEM.
Vậy hệ số ước lượng thớch hợp nhất cho phương trỡnh biểu diễn mối quan hệ giữa tiền mặt và cỏc biến đặc điểm khỏc của cụng ty là (bảng 4.5):
Bảng 4.5: Hệ số hồi qui thớch hợp nhất cho mụ hỡnh
Biến phụ thuộc Cash
Hệ số hồi qui C 2.054029 CAPEXPEND -0.001324 CF 0.164348 L -0.283291 NWC -0.302041 SALEGROWTH 0.002558 SIZE 1.834439
Tuy nhiờn, để xem xột cỏc biến giả ảnh hưởng cố định của cỏc cỏ nhõn và thời gian trong mụ hỡnh cú cần thiết hay khụng, ta thực hiện kiểm định sự cần thiết của cỏc biến giả đú với cỏc cặp giả thiết sau:
HO : ảnh hưởng của cỏ nhõn là khụng cần thiết H1 : ảnh hưởng của cỏ nhõn là cần thiết
H’O : ảnh hưởng của thời gian là khụng cần thiết H’1 : ảnh hưởng của thời gian là cần thiết
H”O : ảnh hưởng của cỏ nhõn và thời gian là khụng cần thiết H”1 : ảnh hưởng của cỏ nhõn và thời gian là cần thiết
Thực hiện kiểm định trong Eviews, ta thu được kết quả như sau: Hỡnh 4.3: Kết quả kiểm định Likelihood
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: p_value của kiểm định F và χ2 của cỏc cặp giả thiết (cross- section, period, cross-section/period) đều nhỏ hơn 5% nờn ta cú thể bỏc bỏ giả thiết HO của cỏc cặp giả thiết. Vậy ta cú thể núi cú ảnh hưởng của đặc điểm cỏ nhõn (cụng ty) và thời gian lờn lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp.
4.5. Nhận xột về kết quả
Ngoại trừ khả năng sinh lời và quy mụ cụng ty, mối quan hệ giữa cỏc biến khỏc với lượng tiền doanh nghiệp nắm giữ phự hợp với dự đoỏn ban đầu trong bảng 3.1 và với kết quả nghiờn cứu của Mai Daher. Cỏc biến cú tỏc động mạnh đến lượng tiền mặt của cụng ty là tỷ lệ nợ (-0.283), vốn luõn chuyển (-0.302), trong khi chi tiờu vốn ảnh hưởng rất thấp (-0.00132) và khụng cú ý nghĩa thống kờ. Khỏc với kết quả của Mai Daher, biến SALEGROWTH (cơ hội đầu tư) cú tỏc động, tuy khụng mạnh (0.0026), đến lượng tiền mặt nắm giữ của cụng ty. Mối quan hệ giữa khả năng sinh lời của (CF) và lượng tiền mặt nắm giữ phự hợp với nghiờn cứu trước đõy của Almeida (2004) dành cho những cụng ty phải đối mặt với những ràng buộc tài chớnh. Khi mà khả năng tiếp cận nguồn tài trợ khú khăn, cỏc cụng ty phải cõn bằng giữa chi phớ của việc giữ tiền mặt và khả năng sinh lời của những dự ỏn đầu tư trong tương lai. Cỏc cụng ty sẽ tớch trữ tiền mặt nhiều để sẵn sàng cho những dự ỏn tốt trong tương lai. So với kết quả của Almeida thỡ độ nhạy cảm của tiền mặt nắm giữ với dũng tiền cụng ty (0.164) của cỏc cụng ty trong mẫu tương đối lớn.
Ngược lại với dự đoỏn ban đầu trong bảng 3.1, cỏc cụng ty ở Việt Nam quy mụ càng lớn càng nắm giữ tiền mặt nhiều. Điều này cú thể được giải thớch là trong giai đoạn 2009 – nay, sau cuộc khủng hoảng kinh tế, cỏc cụng ty bắt đầu giảm quy mụ hoạt động lại. Những cụng ty vừa và nhỏ một số chỉ hoạt động cầm chừng, khả năng sinh lời thấp nờn dũng tiền và đặc biệt là lượng tiền mặt cú thể bị sụt giảm mạnh. Cỏc cụng ty lớn với lợi thế theo quy mụ, kinh nghiệm, uy tớn và thị phần đang nắm giữ cú thể hoạt động bỡnh thường nhưng khụng dỏm mạnh tay mở rộng sản xuất. Họ cú thể đang tớch trữ một lượng tiền lớn nhằm chống lại
những cỳ sốc vĩ mụ hoặc chuẩn bị đún đầu mở rộng sản xuất khi nền kinh tế vượt qua đươc khủng hoảng và hồi phục trở lại.
4.6. Kiểm định cỏc giả định của mụ hỡnh hồi qui
4.6.1. Kiểm định đa cộng tuyến
Trong mụ hỡnh FEM, ta thấy hệ số R2 cao nhưng trị thống kờ t thấp ở một
số biến, cú thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh. Đầu tiờn, ta lập bảng hệ số tương quan giữa cỏc biến trong mụ hỡnh như bảng 4.6:
Bảng 4.6: Ma trận hệ số tương quan giữa cỏc biến
CAPEXPEND CASH L NWC SALEGROWTH SIZE CAPEXPEND 1.00 CASH -0.01 1.00 L 0.02 -0.28 1.00 NWC -0.07 -0.11 -0.63 1.00 SALEGROWTH 0.04 0.09 0.05 -0.01 1.00 SIZE 0.11 0.20 0.28 -0.34 0.04 1.00
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận thấy biến NWC cú tương quan cao với SIZE và L, ta thực hiện tiếp 2 hồi qui phụ sau:
NWC = βO + β1. SIZE + ε NWC = β’O + β’1. L + ε’
Bảng 4.7: Kết quả hồi qui phụ Biến phụ thuộc NWC Biến phụ thuộc NWC
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 70.4432 5.0099 14.0608 0.0000
SIZE -3.9251 0.3650 -10.7534 0.0000
R2 0.114079
Biến phụ thuộc NWC
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 43.7228 1.2252 35.6855 0.0000
L -0.5745 0.0237 -24.2448 0.0000
R2 0.395616
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: cú mối tương quan giữa biến NWC và L. Biến L giải thớch được gần 40% sự thay đổi của biến NWC. Tuy nhiờn mức độ giải thớch như vậy cũn rất thấp, đồng thời hệ số tương quan giữa hai biến NWC và L nhỏ hơn 0.8. Do đú, ta chưa thể kết luận là cú hiện tượng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh.
Tuy nhiờn, nhận thấy biến “L” (tỷ lệ nợ) cú mối tương quan cao với qui mụ (SIZE) và vốn luõn chuyển (NWC), do đú ta thử bỏ biến “L” ra khỏi mụ hỡnh và chạy lại hồi qui. Kết quả như bảng 4.8:
Bảng 4.8: Kết quả hồi qui sau khi bỏ biến L ra khỏi mụ hỡnh
Biến phụ thuộc Cash
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 29.0642 12.1142 2.3992 0.0167 CAPEXPEND -0.0162 0.0387 -0.4183 0.6758 CF 0.2465 0.0921 2.6774 0.0076 NWC -0.2150 0.0186 -11.5496 0.0000 SALEGROWTH 0.0024 0.0009 2.7811 0.0055 SIZE -1.2435 0.8790 -1.4147 0.1575 R2 0.75994 Durbin-Watson 0.89682
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: mặc dự hệ số Durbin-Watson và mức độ giải thớch của mụ hỡnh cú thay đổi nhưng khụng đỏng kể. Lỳc này biến SIZE lại khụng cú ý nghĩa thống kờ ớ mức 5%, 10% và cú tỏc động ngược chiều (-1.24) so với hồi qui theo mụ hỡnh FEM ban đầu (1.83). Mụ hỡnh sau khi bỏ biến L cho kết quả kộm hơn so với mụ hỡnh gốc (FEM). Do đú, ta chưa thể khẳng định cú hiện tượng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh. Do đú đề tài vẫn giữ lại kết quả ban đầu của mụ hỡnh FEM (bảng 4.5)
4.6.2. Kiểm định White
Kiểm định White dựng để kiểm tra xem trong mụ hỡnh cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi hay khụng. Sau khi ước lượng mụ hỡnh FEM, ta thu được phần dư “uhat”, hồi qui phần dư này với cỏc biến trong mụ hỡnh như sau:
uhat2 = α1 + α2.CAPEXPEND + α3.CF + α4.L + α5.NWC +
α6.SALEGROWTH + α7.SIZE + α8.CAPEXPEND2 + α9.CF2 + α10.L2 +
α11.NWC2 + α12.SALEGROWTH2 + α13.SIZE2 (4.2)
và kiểm định giả thiết
HO : α2 = α3 = ... = α13 = 0
H1 : một trong cỏc hệ số hồi qui trờn khỏc khụng.
Kết quả hồi qui như bảng 4.9 sau:
Bảng 4.9: Kết quả hồi qui của kiểm định White
Biến phụ thuộc uhat2
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 72.6538 82.7380 0.8781 0.3801 CAPEXPEND -0.2535 0.3134 -0.8090 0.4188 CF -0.3924 0.8264 -0.4748 0.6351 L -0.9579 0.3115 -3.0754 0.0022 NWC -0.5976 0.1204 -4.9647 0.0000 SALEGROWTH -0.0098 0.0169 -0.5805 0.5617 SIZE -0.1631 11.6381 -0.0140 0.9888 CAPEXPEND2 0.0061 0.0084 0.7205 0.4714 CF2 -0.0038 0.0638 -0.0594 0.9526 L2 0.0059 0.0033 1.8078 0.0710 NWC2 0.0031 0.0025 1.2579 0.2088 SALEGROWTH2 0.0000 0.0000 0.6483 0.5170 SIZE2 -0.0567 0.4150 -0.1367 0.8913 R2 0.052466 n (số quan sỏt) 900
Hỡnh 4.3: Giỏ trị của sai số khi biến Cash thay đổi
Tra bảng ta cú χ20,05(12) = 21.026
Vỡ nR2 = 900*0.052466 = 42.22 > 21.026 nờn ta cú thể bỏc bỏ HO. Vậy mụ hỡnh cú hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Đồng thời, từ hỡnh 4.1 ta cũng cú thể dễ dàng nhận thấy điều này.
Khắc phục:
Hồi qui phụ để kiểm định phương sai sai số thay đổi với biến Cash hay khụng ?
uhat2 = α1 + α2.Cash2
Kết quả kiểm định
Cú nR2 = 900*0.075 = 67.5 > χ20,05(12) = 21.026 nờn cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi theo biến Cash (giả định phương sai sai số tỷ lệ với bỡnh phương kỳ vọng của biến Cash). Khắc phục theo biến Cash bằng cỏch thay đổi mụ hỡnh như sau:
1 2 3 4 5 6 = + . + . + . + + . + . (4.3) O Cash CAPEXPEND CF L NWC α α α α α
Cashf Cashf Cashf Cashf Cashf SALEGROWTH SIZE
α α
Cashf Cashf
Trong đú biến “Cashf” được lấy từ kết quả hồi qui từ phương trỡnh gốc ban đầu của mụ hỡnh nhõn tố ảnh hưởng cố định (FEM)
Kết quả ước lượng như bảng 4.10 sau:
Bảng 4.10: Kết quả hồi qui của mụ hỡnh đó được biến đổi
Biến phụ thuộc CASH/CASHF
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 0.2665 0.0471 5.6574 0.0000 1/CASHF 6.9754 0.5218 13.3685 0.0000 CAPEXPEND/CASHF -0.2685 0.0172 -15.6301 0.0000 CF/CASHF 0.4049 0.0367 11.0318 0.0000 L/CASHF -0.0605 0.0024 -24.8320 0.0000 NWC/CASHF -0.0424 0.0039 -10.8949 0.0000 SALEGROWTH/CASHF -0.0104 0.0004 -24.6309 0.0000 SIZE/CASHF -0.0116 0.0433 -0.2686 0.7883 R2 0.932541 Durbin-Watson stat 1.957532
Nhận xột: Sau khi điều chỉnh mụ hỡnh bằng cỏch chia cho biến “Cashf”, ngoài quy mụ (khụng cú ý nghĩa thống kờ) và cơ hội đầu tư, dấu của cỏc hệ số hồi qui trong bảng 4.10 cũng nhất quỏn với mụ hỡnh FEM ban đầu (bảng 4.5). Mức độ giải thớch của mụ hỡnh cũng tăng đỏng kể. Ngoài ra, ảnh hưởng của chi tiờu vốn (0,2685 so với 0,0013) và khả năng sinh lời (0,4049 so với 0,1643) mạnh hơn. Trong khi đú, mức độ ảnh hưởng của tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển khụng cũn cao như ban đầu. Cơ hội đầu tư cú tỏc động mạnh hơn lờn lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp so với kết quả hồi qui của mụ hỡnh FEM ban đầu nhưng là tỏc động ngược chiều.
Sau đú lấy phần dư của kết quả phương trỡnh hồi qui trờn, đặt tờn là “uhat2” và thực hiện kiểm định White lại lần nữa:
2 1 2 3 4 2 2 5 6 7 8 2 2 2 2 9 10 11 12 2 = + . + . + . + + . + . + .( ) + .( ) + .( ) + ( ) + ( ) + .( ) CAPEXPEND CF L NWC uhat βo β β β β
Cashf Cashf Cashf Cashf
SALEGROWTH SIZE CAPEXPEND CF
β β β β
Cashf Cashf Cashf Cashf
L NWC SALEGROWTH SIZE
β β β β
Cashf Cashf Cashf Cashf
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định White đối với mụ hỡnh đó được biến đổi
Biến phụ thuộc uhat22
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 0.8097 0.2397 3.3772 0.0008 CAPEXPEND/CASHF 0.3892 0.1538 2.5309 0.0115 CF/CASHF 1.1410 0.1685 6.7733 0.0000 L/CASHF 0.1400 0.0292 4.8007 0.0000 NWC/CASHF 0.1402 0.0287 4.8938 0.0000 SALEGROWTH/CASHF 0.0344 0.0086 4.0185 0.0001 SIZE/CASHF -0.9607 0.1826 -5.2620 0.0000 (CAPEXPEND/CASHF)2 -0.0052 0.0020 -2.5799 0.0100 (CF/CASHF)2 0.0590 0.0048 12.3107 0.0000 (L/CASHF)2 0.0000 0.0000 -2.3113 0.0210 (NWC/CASHF)2 -0.0005 0.0001 -5.8648 0.0000 (SALEGROWTH/CASHF)2 0.0000 0.0000 -6.5176 0.0000 (SIZE/CASHF)2 0.0034 0.0005 6.7491 0.0000 R2 0.488804
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: ta thấy nR2 = 900*0.488 = 439 > 21.026 nờn vẫn cú hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mụ hỡnh mặc dự đó khắc phục được một phần. Nguyờn nhõn cú thể do mụ hỡnh được định dạng sai (cũn cú những yếu tố khỏc ảnh hưởng đến tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp mà đề tài chưa phỏt hiện ra) hoặc do bản chất mối quan hệ giữa cỏc biến. Bờn cạnh đú, Cashf chỉ chớnh xỏc là E(Cash) nếu cỡ mẫu đủ lớn. Tuy nhiờn hiện tượng phương sai sai số thay đổi đó được giảm bớt (hỡnh 4.4) so với ban đầu (hỡnh 4.3). Vỡ vậy, uớc lượng của mụ hỡnh vẫn khụng thiờn chệch và nhất quỏn nhưng hiệu quả thấp.
4.6.3. Kiểm tra tự tương quan
Dựng phần dư sau khi ước lượng mụ hỡnh FEM, ta lập được đồ thị hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của phần dư như hỡnh 4.5 sau:
Hỡnh 4.5: Hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của biến uhat
Nhận xột: trị thống kờ Q-Stat cao và p_value của 5 độ trễ rất thấp, đồng thời hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần khỏc khụng ở độ trễ 2, 3 cho thấy cú hiện tượng tự tương quan trong mụ hỡnh.
Khắc phục:
Ta thực hiện hồi qui với độ trễ cỏc biến là 1 trong mụ hỡnh. Mụ hỡnh hồi qui như sau:
Cash = α0 + α1.Cash(-1) + α2.CAPEXPEND + α3.CAPEXPEND(-1) + α4.CF + α5.CF(-1) + α5.L + α7.L(-1) + α8.NWC + α9.NWC(-1) + α10.SALEGROWTH +
α11.SALEGROWTH(-1) + α12.SIZE + α13.SIZE(-1) Kết quả hồi qui như như bảng 4.12:
Bảng 4.12: Kết quả hồi qui của mụ hỡnh khắc phục tự tương quan
Biến phụ thuộc Cash
Hệ số hồi qui Std. Error t-Statistic p_value
C 7.2951 9.2730 0.7867 0.4317 CASH(-1) 0.6426 0.0255 25.2029 0.0000 CAPEXPEND -0.2022 0.0274 -7.3713 0.0000 CAPEXPEND(-1) -0.0534 0.0259 -2.0643 0.0393 CF 0.0236 0.0664 0.3549 0.7228 CF(-1) -0.0050 0.0648 -0.0764 0.9392 L -0.4687 0.0365 -12.8481 0.0000 L(-1) 0.3834 0.0360 10.6513 0.0000 NWC -0.5452 0.0196 -27.8806 0.0000 NWC(-1) 0.4562 0.0218 20.9370 0.0000 SALEGROWTH 0.0012 0.0006 2.0242 0.0433 SALEGROWTH(-1) 0.0002 0.0006 0.3733 0.7091 SIZE 11.9823 1.5238 7.8635 0.0000 SIZE(-1) -11.8751 1.4698 -8.0794 0.0000 R2 0.901544
Nhận thấy hệ số Durbin-Watson trong mụ hỡnh gần bằng 2, cho thấy hiện tượng tự tương quan khụng cũn nữa. Để kiểm định, ta lấy phần dư sau khi chạy hồi qui của mụ hỡnh mới là “e01” và lập biểu đồ tự tương quan và tự tương quan riờng phần của “e01” với độ trễ là 5 như hỡnh 4.6 sau:
Hỡnh 4.6: Hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần của biến e01
(nguồn: tỏc giả tự tớnh toỏn bằng phần mềm Eviews)
Nhận xột: giỏ trị của hàm tự tương quan và tự tương quan riờng phần đều gần bằng 0 ở 5 độ trễ và giỏ trị Q-Stat khụng cú ý nghĩa thống kờ ở mức 5%, cho thấy khụng cũn hiện tượng tự tương quan trong mụ hỡnh. Lỳc này, ngoại trừ hệ số hồi qui của biến CF khụng cú ý nghĩa thống kờ, cỏc hệ số hồi qui khỏc đều nhất quỏn với kết quả hồi qui của phương trỡnh 4.1 ban đầu theo mụ hỡnh FEM. Tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển, chi tiờu vốn đều cú mối quan hệ ngược chiều đối với tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ. Cơ hội đầu tư mặc dự cú ý nghĩa thống kờ ở mức 5% nhưng cú tỏc động khụng đỏng kể đến lượng tiền mặt của doanh nghiệp
5. Kết luận
5.1. Kết luận và hạn chế của đề tài:
Kết quả hồi qui cho thấy mối quan hệ giữa tiền mặt cụng ty và cỏc biến khỏc khỏ phự hợp với nghiờn cứu của Mai Daher ỏp dụng cho cỏc cụng ty ở Anh. Kết quả cho thấy lượng tiền mặt nắm giữ của cụng ty cú mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ nợ, vốn luõn chuyển, chi tiờu vốn và đồng biến với cơ hội đầu tư của cụng ty. Tuy nhiờn, khỏc với nghiờn cứu của Daher, tiền mặt nắm giữ lại cú quan hệ đồng biến với khả năng sinh lời (biến CF) và quy mụ cụng ty (SIZE). Điều này cho thấy cỏc cụng ty ở Việt Nam đang dự trữ tiền mặt để phục vụ cho cơ hội đầu tư trong tương lai hoặc dựng nú như tấm đệm an toàn để phũng trỏnh những cỳ sốc vĩ mụ.
Hạn chế của đề tài: để cú thể lấy đầy đủ số liệu từ Q1 2009 đến Q2 2013, một số cụng ty khụng thoả điều kiện lấy mẫu bị bỏ ra, làm cho cỡ mẫu nhỏ nờn kết quả hồi qui cú thể chưa phản ỏnh hết mức độ tỏc động của cỏc nhõn tố lờn lượng tiền mặt nắm giữ của cụng ty, biến cơ hội đầu tư khụng cú ý nghĩa thống kờ. Bờn cạnh đú, đề tài vẫn chưa khắc phục hết được hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mụ hỡnh.
5.2. Gợi ý hướng nghiờn cứu tiếp theo
Vỡ vấn đề số liệu thu thập, đề tài chỉ lấy mẫu là cỏc cụng ty trờn sàn chứng khoỏn, mức độ tớn nhiệm tương đối cao, khả năng tiếp cận nguồn tài trợ thường là dễ dàng so với doanh nghiệp chưa niờm yết, do đú khụng thể phản ỏnh sự khỏc biệt rừ ràng về chớnh sỏch tiền mặt của cỏc nhúm cụng ty (đặc biệt là so sỏnh giữa cỏc cụng ty vừa và nhỏ chưa niờm yết với cỏc cụng ty trờn sàn). Do đú, nếu