Ảnh hưởng của chất lượng thu nhập đến lượng tiền mặt nắm giữ: Nghiên cứu tình huống các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST

Báo xấu

9
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu "Ảnh hưởng của chất lượng thu nhập đến lượng tiền mặt nắm giữ: Nghiên cứu tình huống các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam" tìm hiểu về mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ. Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi qui đa biến FGLS để xử lý hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Ảnh hưởng của chất lượng thu nhập đến lượng tiền mặt nắm giữ: Nghiên cứu tình huống các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

340 ẢNH HƯỞNG CỦA CHẤT LƯỢNG THU NHẬP ĐÉN LƯỢNG TIỀN MẶT NẮM GIỮ: NGHIÊN CỨU TÌNH HUỐNG CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Effect of earning quality on cash holding: Evidence from listed companies on the vietnam stock market Nguyễn Thị Hồng Thúy, Ngô Thị Thu Hà Trường ĐH Kinh tế - Đại học Quốc gia Hà Nội Email: nththuy@vnu.edu.vn Tóm tắt Nghiên cứu này tìm hiểu về mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ. Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi qui đa biến FGLS để xử lý hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi. Mẫu nghiên cứu bao gồm 403 công ty phi tài chính được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội trong khoảng thời gian từ 2014-2019 với 2418 quan sát. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng công ty có chất lượng thu nhập thấp nắm giữ tiền mặt cao hơn. Nhìn chung, bằng chứng của tác giả không chỉ cho thấy số dư tiền mặt bị ảnh hưởng tích cực bởi sự hiện diện của sự bất cân xứng thông tin lớn hơn mà còn do sự tồn tại của các cấp giám sát quản lý thấp và sự xuất hiện của các khoản lỗ, cả hai đều làm giảm tầm quan trọng của chất lượng thu nhập như một yếu tố quyết định mức tiền mặt. Từ khoá: Chất lượng thu nhập, doanh nghiệp niêm yết, lượng tiềm mặt nắm giữ Abstract This study explores the relationship between earnings quality and cash holdings. The study uses the Feasible Generalized Least Square (FGLS) method to handle autocorrelation and variable variance. The research sample includes 403 non-financial companies listed on the Ho Chi Minh City Stock Exchange and the Hanoi Stock Exchange during the period from 2014 to 2019 with 2418 observations. Research results indicate that firms with low earnings quality hold higher cash holdings. Overall, the authors' evidence shows not only that cash balances are positively affected by the presence of larger information asymmetries, but also by the existence of low levels of management oversight and the occurrence of losses, both of which reduce the importance of earnings quality as a determinant of cash levels. Keywords: cash holdings, earning quality, listed company 1. Đặt vấn đề Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng các công ty có thể thiết lập mức nắm giữ tiền mặt bằng cách so sánh giữa chi phí giao dịch và chi phí cơ hội khi nắm giữ tiền mặt (Miller và Orr, 1966). Chi phí được xác định khi nắm giữ nhiều tiền mặt bao gồm những bất lợi về thuế và mất đi cơ hội đầu tư (Bigelli &Sánchez-Vidal, 2012) trong khi các lợi ích của việc nắm giữ tiền mặt được xác định là giảm chi phí giao dịch trong trường hợp huy động vốn mới, giảm khả năng vỡ nợ, tránh sử dụng các phương án huy động vốn bên ngoài (Kim, Mauer, &Sherman, 1998; Opler, Pinkowitz, Stulz, và Williamson, 1999). Ngoài lượng tiền mặt thì thu nhập là một nhân tố quan trọng đối với công ty. Các nhà đầu tư thường dựa vào các thông tin trên báo cáo tài chính để đưa ra quyết định đầu tư. Chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ là hai đại lượng có mối quan hệ với nhau. Thu nhập sẽ phản ánh @ Trường Đại học Đà Lạt
341 dòng tiền công ty thu được từ việc bán hàng và cung cấp dịch vụ, tuy nhiên một số công ty lại rơi vào trường hợp có lợi nhuận trên sổ sách nhưng không có lợi nhuận thực tế để đáp ứng các nghĩa vụ thanh toán trong ngắn hạn. Điều này cho thấy chất lượng thu nhập có mối quan hệ đối với lượng tiền mặt nắm giữ của một công ty. Trong các nghiên cứu trước ở Mỹ cho thấy tác động tiêu cực của chất lượng thu nhập đối với việc nắm giữ tiền mặt của công ty Sun, Yung và Rahman (2012). Trong một nghiên cứu khác cho rằng các công ty trong ngành công nghiệp có mức độ bất cân xứng thông tin lớn hơn nên nắm giữ lượng tiền mặt ít hơn, kết quả này phù hợp với giả thuyết giám sát cổ đông khi nhà quản lý bị hạn chế nắm giữ dự trữ tiền mặt vì các lý do mục đích cá nhân Chung, Kim và Zhang (2015). Các nghiên cứu trước cho rằng khi chất lượng thu nhập của các công ty giảm, các nhà quản lý có thể hành động để chống lại ảnh hưởng tiêu cực có thể xảy ra từ các nhà đầu tư bằng cách nắm giữ lượng dự trữ tiền mặt lớn hơn. Điều này có thể được giải thích bởi sự hiện diện của chất lượng thu nhập thấp hơn, sự bất cân xứng thông tin mạnh hơn và huy động nguồn tài chính bên ngoài sẽ trở nên tốn kém hơn nguồn tài chính có sẵn (Sun và cộng sự, 2012). Điều này sẽ khiến các nhà quản lý ưu tiên sử dụng các quỹ nội bộ và tạo ra một vùng đệm tiền mặt để ngăn chặn bất kỳ sự thiếu hụt nguồn tài trợ nào cho các khoản đầu tư trong tương lai. Ở Việt Nam, hiện có rất ít nghiên cứu về mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và dự trữ tiền mặt của các doanh nghiệp. Trong bối cảnh nền kinh tế đang chịu ảnh hưởng của đại dịch Covid - 19, có nhiều doanh nghiệp tăng mức dự trữ tiền mặt tại quỹ. Việc gia tăng nắm giữ tiền mặt trong trường hợp này của các doanh nghiệp có thể giúp họ gia tăng được sự linh hoạt về khả năng thanh toán cho các nghĩa vụ tài chính đối với các chủ nợ, đáp ứng được các nhu cầu thanh toán cho bên cung ứng nguyên vật liệu; đồng thời cũng đảm bảo được cho các khoản chi phí về sản xuất và hoạt động để có thể duy trì hoạt động của doanh nghiệp và tạo ra cơ hội cho các doanh nghiệp có thể nắm bắt và thực hiện các dự án đầu tư tiềm năng với mức sinh lời cao, góp phần làm tăng chất lượng thu nhập cho công ty. Do đó, nhóm tác giả thực hiện bài nghiên cứu với mong muốn nhận thấy được tầm quan trọng của chất lượng thu nhập cũng như các nhân tố tài chính ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt. 2. Cơ sở lý thuyết 2.1. Tổng quan nghiên cứu Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và chất lượng thu nhập là rất thú vị và quan trọng từ quan điểm của cả chất lượng tiền mặt và thu nhập. Dự trữ tiền mặt mà các công ty Mỹ nắm giữ đã tăng lên đáng kể trong hai thập kỷ qua. Theo Bates và cộng sự (2006), tỷ lệ tiền mặt trên tài sản trung bình của 13.237 công ty công nghiệp Hoa Kỳ đã tăng từ 5,5% lên 14,73% trong giai đoạn 1980 và 2004. Lượng tiền mặt giảm này có khả năng làm trầm trọng thêm vấn đề của cơ quan quản lý vì lượng tiền mặt dư thừa có thể chuyển hướng dễ dàng hơn nhiều vào các lợi ích tư nhân và các dự án của các nhà quản lý công ty so với các tài sản khác (Myers và Rajan, 1998; Lie, 2000). Vì các nhà đầu tư chiết khấu giá trị nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp dựa trên kỳ vọng của họ về cách sử dụng tiền mặt, chi phí đại diện tăng có thể gây hại cho giá trị doanh nghiệp. Vấn đề đại diện càng trở nên trầm trọng, và sự xói mòn giá trị doanh nghiệp trở nên nghiêm trọng hơn khi có sự bất cân xứng thông tin. Yếu tố quyết định chính của sự bất cân xứng thông tin là tính chính xác của báo cáo tài chính của một công ty. Các nghiên cứu trước đây, chẳng hạn Leuz và Verrecchia (2000), Bushman và Smith (2001) và Verrecchia (2001) sử dụng mô hình hồi quy Fem cho thấy chất lượng báo cáo tài chính cao hơn @ Trường Đại học Đà Lạt
342 sẽ giảm thiểu sự bất cân xứng về thông tin gây ra các mâu thuẫn kinh tế như rủi ro đạo đức và lựa chọn bất lợi. Các bằng chứng về kế toán và tài chính thường sử dụng chất lượng thu nhập làm đại diện cho tính chính xác của báo cáo tài chính của một công ty (Francis và cộng sự, 2005; Ball và Shivakumar, 2008). Chất lượng của các khoản thu nhập được báo cáo tạo ra sự tin tưởng giữa các bên liên quan và cải thiện các hậu quả của sự bất cân xứng thông tin (Francis và cộng sự, 2004, 2005). Mặt khác, chất lượng thu nhập kém tạo ra sự không chắc chắn về sức khỏe tài chính của công ty và làm phát sinh nghi ngờ rằng thu nhập có thể được quản lý. Bất cân xứng về cơ bản làm tăng đáng kể chi phí quản lý của việc nắm giữ số dư tiền mặt lớn, mặt khác, các nghiên cứu còn cung cấp nhiều bằng chứng cho thấy chính sự bất cân xứng thông tin là nguyên nhân dẫn đến việc gia tăng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của công ty (Ferreira và Vilela, 2004; Ozkan, 2004; Garcia-Teruel và cộng sự, 2009). Các nghiên cứu cho rằng có mối quan hệ trực tiếp giữa mức độ bất cân xứng của thông tin và mức độ nắm giữ tiền mặt để một công ty không rõ ràng về thông tin sẽ giữ số dư tiền mặt cao hơn so với các công ty minh bạch hơn về mặt thông tin. Lý do cho điều này là đơn giản. Các công ty có mức độ bất cân xứng thông tin cao phải chịu chi phí tài trợ bên ngoài cao hơn cho dù nợ, do nhiều giao ước khó khăn hơn, hay vốn chủ sở hữu, do tỷ lệ chiết khấu chi phí đại lý áp dụng cho các dòng tiền của công ty. Các công ty như vậy phải phụ thuộc nhiều hơn vào các nguồn vốn nội bộ và nhất thiết phải có số dư tiền mặt cao hơn cho các nhu cầu hoạt động và đầu tư của họ. Nếu như các nghiên cứu cho thấy, có mối quan hệ trực tiếp giữa mức độ bất cân xứng của thông tin và mức độ nắm giữ tiền mặt, và nếu chất lượng thu nhập là yếu tố quyết định sự bất cân xứng thông tin, thì cần phải có mối quan hệ nghịch giữa chất lượng thu nhập và mức độ nắm giữ tiền mặt của một công ty. Các công ty có chất lượng thu nhập tốt sẽ có số dư tiền mặt thấp hơn so với các công ty có chất lượng thu nhập kém. Mối quan hệ như vậy được xác nhận bằng nghiên cứu Garcia-Teruel và cộng sự (2009) cho một mẫu của các công ty Tây Ban Nha. Trong nghiên cứu này, nghiên cứu xác nhận mối quan hệ như vậy đối với một mẫu lớn các công ty Hoa Kỳ. Việc xác thực một mối quan hệ được phát hiện là tồn tại ở Tây Ban Nha trong bối cảnh Hoa Kỳ sẽ không được quan tâm nhiều nếu sự bất cân xứng thông tin - động lực đằng sau mối quan hệ này - cũng tương tự ở Tây Ban Nha và Hoa Kỳ. Tuy nhiên, đó không phải là trường hợp trong nghiên cứu Garcia-Teruel và cộng sự (2009) chỉ ra rằng Tây Ban Nha là một quốc gia lục địa có đặc điểm là bảo vệ nhà đầu tư yếu, thị trường vốn kém phát triển và mức độ tập trung sở hữu cao. Do đó, các công ty Tây Ban Nha rất phù hợp để đáp ứng mục tiêu nghiên cứu của các tác giả vì những công ty này có khả năng trình bày chất lượng kế toán thấp hơn. Đồng thời, Garcia-Teruel và cộng sự (2009) nêu rõ rằng các quốc gia Hoa Kỳ và Anglo-Saxon được đặc trưng bởi chất lượng thu nhập cao hơn, bảo vệ nhà đầu tư mạnh mẽ, thị trường vốn lớn và quyền sở hữu phân tán dẫn đến mức độ quản lý thu nhập thấp hơn. Hệ thống kế toán Hoa Kỳ có lẽ có yêu cầu công bố thông tin nghiêm ngặt nhất trong số các nước phát triển trên thế giới. Sự bất cân xứng về thông tin tác động xấu đến chi phí vốn của công ty (Easley và O’Hara, 2004). Tuy nhiên, tác động này không đồng đều ở tất cả các công ty mà thay đổi tùy theo mức độ bất cân xứng thông tin của một công ty và hàm ý theo chất lượng thu nhập của công ty - yếu tố quyết định chính của sự bất cân xứng thông tin. Vì giá vốn là tỷ lệ chiết khấu được sử dụng để định giá tài sản, nên sự gia tăng chi phí vốn sẽ làm giảm giá trị tiền mặt nắm giữ. Nghiên cứu (Dittmar, Mahrt-Smith, & Servaes, 2003; Ozkan, 2004) đã chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt có liên quan tích cực đến mức độ bất cân xứng của thông tin. Đổi lại, sự bất cân xứng thông tin đã được công nhận là một yếu tố quan trọng quyết định đến chi phí vốn có thể được giảm xuống nhờ chất lượng thu nhập cao hơn (Bhattacharya và cộng sự, 2003 và Francis, LaFond, @ Trường Đại học Đà Lạt
343 Olsson, & Schipper, 2005), với điều này, Easley và O'Hara (2004) đưa ra một mô hình trong đó chất lượng của thu nhập là một yếu tố rủi ro không thể đa dạng hóa, do đó ảnh hưởng đến chi phí vốn của công ty. Vì vậy, thu nhập bao gồm đồng thời các thành phần tích lũy và tiền mặt, như Dechow và cộng sự (2010) quan sát, khi thu nhập chủ yếu được tạo thành từ các khoản tích lũy, chúng sẽ ít bền vững hơn và do đó ít thông tin hơn (tức là “chất lượng thấp hơn”) so với khi chúng được bao gồm chủ yếu từ các dòng tiền. Do đó, để đối trọng với mức chất lượng thu nhập thấp, các công ty có thể tích lũy dự trữ tiền mặt đáng kể để tránh sự phụ thuộc từ thị trường vốn để huy động vốn và /hoặc truyền đạt hình ảnh về sự ổn định cao hơn và rủi ro thấp hơn so với thu nhập chất lượng thấp. Chung và cộng sự (2015) tìm bằng chứng ủng hộ giả thuyết chi phí giám sát mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và sự bất cân xứng thông tin. Theo giả thuyết như vậy, sự giám sát tích cực của các cổ đông sẽ hạn chế quyền tiếp cận của các nhà quản lý đối với dòng tiền tự do để tránh các hoạt động giảm giá trị (Jensen, 1986) và điều này sẽ dễ xảy ra hơn khi đối mặt với môi trường có mức độ bất cân xứng thông tin cao. Do đó, có một mối quan hệ tiêu cực giữa việc nắm giữ tiền mặt và mức độ bất cân xứng của thông tin mà các tác giả ghi lại trong phân tích của họ. Tuy nhiên, Chung và cộng sự (2015) thừa nhận khả năng của một giả thuyết cạnh tranh trong đó sự bất cân xứng thông tin và việc nắm giữ tiền mặt sẽ có quan hệ tích cực với nhau theo các dòng thảo luận của Myers và Majluf (1984), được gọi là “giả thuyết cơ hội đầu tư của việc nắm giữ tiền mặt”. Sử dụng một mẫu các doanh nghiệp vừa và nhỏ, Tây Ban Nha và một mô hình Dechow và Dichev (2002), García-Teruel và cộng sự (2009) tìm thấy bằng chứng phù hợp với chất lượng kế toán cao hơn làm giảm mức độ tài sản lưu động. Sun và cộng sự (2012) đưa ra phân tích về mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và việc nắm giữ tiền mặt của các công ty Hoa Kỳ trong giai đoạn 1980–2005 và tìm ra bằng chứng về mối liên quan tiêu cực phù hợp với các lập luận ở trên. Ngoài ra, có thể hình dung rằng, trong trường hợp không có cơ chế giám sát đầy đủ, chất lượng thu nhập có thể thấp do các vấn đề liên quan giữa người quản lý và cổ đông và trong trường hợp đó, các nhà quản lý cũng sẽ tham gia vào việc tích lũy tiền mặt để cách ly khỏi sự giám sát từ bên ngoài của thị trường vốn (Easterbrook, 1984) hoặc vì các lợi ích cá nhân khác. Trong trường hợp đó, người ta sẽ mong đợi mối quan hệ tiêu cực giữa việc nắm giữ tiền mặt và chất lượng thu nhập. Koo, Ramalingegowda và Yu (2017) cho thấy rằng báo cáo chất lượng cao hơn có liên quan đến việc chi trả cổ tức cao hơn, do đó cũng cho thấy khả năng chất lượng thu nhập có thể có tác động tiêu cực đến việc nắm giữ tiền mặt. Cuối cùng, Greiner (2017) chỉ ra rằng quản lý hoạt động thực tế tăng thu nhập tích cực có liên quan đến việc nắm giữ tiền mặt lớn hơn, một lần nữa cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và việc nắm giữ tiền mặt. Các tác giả cũng cho rằng mối liên hệ như vậy có thể liên quan đến giả thuyết về dòng tiền tự do của Jensen (1986) vì mối quan hệ được quan sát là mạnh hơn đối với các công ty được quản lý yếu kém. Verrecchia (2001) cho thấy chất lượng báo cáo tài chính cao hơn sẽ giảm thiểu bất cân xứng thông tin. Các bằng chứng thực nghiệm sau đó cho thấy bất cân xứng thông tin đã làm gia tăng đáng kể tỷ lệ tiền mặt của công ty (Ozkan, 2004; Ferreira và Vilela, 2004). Nhiều tác giả đã sử dụng chất lượng thu nhập như là đại diện của mức độ bất cân xứng thông tin và xem xét ảnh hưởng của nó đến hành vi nắm giữ tiền mặt của công ty. García-Teruel và cộng sự (2009) từ mẫu nghiên cứu của các công ty Tây Ban Nha tìm thấy bằng chứng cho thấy chất lượng thu nhập kế toán cao hơn làm giảm mức độ tài sản ngắn hạn. Sun và cộng sự (2012) trên @ Trường Đại học Đà Lạt
344 mẫu các công ty niêm yết ở Mỹ giai đoạn 1980-2005 đã tìm ra bằng chứng về mối quan hệ tiêu cực giữa chất lượng thu nhập và tiền mặt của công ty. Shin và cộng sự (2018) khi nghiên cứu trên mẫu các công ty Hàn Quốc trong giai đoạn 2000-2014 đã cung cấp bằng chứng về ảnh hưởng tiêu cực của chất lượng thu nhập đến tiền mặt vượt trội của công ty. Gần đây, Farinha và cộng sự (2018) đã xác nhận các kết quả nghiên cứu nêu trên từ mẫu các công ty niêm yết ở Vương quốc Anh trong giai đoạn 1988-2015. Tại Việt Nam chưa có nhiều công trình nghiên cứu về mối quan hệ giữa chất lượng lợi nhuận và lượng tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp, đây chính là lý do thúc đẩy nhóm tác giả lựa chọn chủ đề nghiên cứu này. 2.2. Lý thuyết nền tảng và giả thuyết nghiên cứu Lý thuyết đánh đổi Miller và Modigliani (1958) đã đưa ra lý thuyết đánh đổi, lý thuyết này được Miller (1966), Kraus và Litzenbergery (1973) và Kim (1978) mở rộng thêm. Họ tin rằng doanh nghiệp lựa chọn hình thức nắm giữ tiền mặt tối ưu của họ bằng cách cân nhắc giữa chi phí cận biên và lợi thế của việc giữ tiền mặt. Thực tế là các công ty giữ tiền mặt làm giảm khả năng gặp rắc rối tài chính, do đó đây được coi là một lợi ích nhỏ của việc giữ tiền mặt. Trong khi đó, chi phí cơ hội của việc giữ lại vốn trong khi công ty mang lại lợi nhuận cao từ các khoản đầu tư thay thế được tính vào chi phí cận biên. Theo ý kiến này, sự cần thiết phải giữ tiền mặt bị ảnh hưởng tiêu cực bởi quy mô kinh doanh do tính kinh tế theo quy mô. Trong khi đó, chi phí cơ hội của việc giữ vốn trong khi công ty mang lại lợi nhuận cao từ các khoản đầu tư thay thế được tính vào chi phí cận biên. Quy mô doanh nghiệp, theo giả thuyết này, có tác động tiêu cực đến yêu cầu giữ tiền mặt do tính kinh tế theo quy mô. Do mức độ rủi ro cao hơn trong các tổ chức này, các doanh nghiệp có quy mô nhỏ thường được cho là có tiềm năng tăng trưởng mạnh hơn, và do đó việc lưu trữ tiền mặt ở những địa điểm này cũng cao hơn để tránh chi phí khi huy động tiền từ bên ngoài (Ferreira và Vilela, 2004). Faulkender (2002) và Kim, Mauer & Sherman (1998) cho thị trường Mỹ, Bovor & Waton (2005) cho Tây Ban Nha, và Pinkowitz & Williamson cho thị trường Anh đều chứng thực kết luận này (2001). Đòn bẩy có ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt, mặc dù bản chất chính xác của ảnh hưởng này vẫn chưa được biết. Khi mức sử dụng nợ của một công ty cao, điều đó có nghĩa là nó có thể dễ dàng tiếp cận thị trường cho vay (Ferreira và Vilela, 2004) và do đó không cần phải có nhiều tiền mặt. Hơn nữa, có thể lập luận rằng chi phí giữ lại tiền mặt cao hơn đối với các công ty sử dụng đòn bẩy cao (Ozkan, 2004). Mặt khác, các công ty có đòn bẩy tài chính đáng kể được cho là có nhiều rủi ro hơn về mặt tài chính. Do đó, doanh nghiệp phải giữ lại nhiều tiền mặt hơn để giảm thiểu rủi ro, cho thấy đòn bẩy và nắm giữ tiền mặt có mối liên hệ tích cực. Nghiên cứu dự đoán mối liên hệ tiêu cực giữa dòng tiền và việc nắm giữ tiền mặt vì dòng tiền là một nguồn thanh khoản sẵn có (Kim và cộng sự, 1998). Biến động dòng tiền: Các công ty có dòng tiền biến động nhiều hơn có nhiều khả năng bị thiếu tiền do dòng tiền giảm không lường trước được. Kết quả là, mối liên hệ tích cực giữa sự biến động của dòng tiền và việc nắm giữ tiền mặt được dự đoán (Ozkan, 2004 và Bigelli & Sanchez-Vidal, 2010). Để tăng cơ hội sống sót trong thời kỳ khủng hoảng, nên giữ một lượng tiền mặt lớn hơn để làm hàng rào bảo vệ cho một công ty có dòng tiền cực kỳ thay đổi. Một số nghiên cứu đã tìm ra mối liên hệ giữa sự biến động của dòng tiền và việc nắm giữ tiền mặt (Bigelli & Sanchez-Vidal, 2010; Ferreira và Vilela, 2004; và Opler và cộng sự, 1999). Tính thanh khoản: Sự hiện diện của các tài sản lưu động ngoài tiền mặt và chứng khoán thị trường cũng có thể ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt tối ưu của một doanh nghiệp, vì chúng @ Trường Đại học Đà Lạt
345 có thể thay thế cho tiền mặt. Do đó, chúng ta kỳ vọng rằng một công ty có tính thanh khoản cao sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn. Lý thuyết cũng dự đoán rằng, các công ty có cơ hội đầu tư tốt hơn sẽ giữ mức tiền mặt cao hơn để tránh vấn đề kiệt quệ tài chính xảy ra. Việc chi trả cổ tức cũng được cho là sẽ có ảnh hưởng tiêu cực đến việc nắm giữ tiền mặt. Dự đoán này được hỗ trợ bởi bằng chứng cung cấp bởi Ozkan (2004), Ferreira và Vilela (2004), và Pinkowitz và Williamson (2011). Opler và cộng sự (1999) nhận thấy rằng việc nắm giữ tiền mặt của một công ty có mối liên hệ tích cực với triển vọng tăng trưởng, rủi ro và các mối quan hệ không thuận lợi quy mô của tổ chức trong nghiên cứu trước đó. Họ cũng phát hiện ra rằng các doanh nghiệp có khả năng tiếp cận thị trường tài chính tốt hơn có ít tiền mặt hơn. Mặt khác, quy mô, cơ hội tăng trưởng, rủi ro, lợi nhuận, mức độ nợ, cơ cấu kỳ hạn nợ và cường độ R&D được mong đợi là có ảnh hưởng tiềm tàng đối với mức nắm giữ tiền mặt. Lý thuyết chi phí đại diện Lý thuyết chi phí đại diện (Jensen và Meckling, 1976; Jensen, 1986) mô tả cách tương tác của chủ sở hữu và người quản lý (những người đại diện cho chủ sở hữu). Các chi phí phát sinh do bất đồng giữa người quản lý công ty và cổ đông được gọi là chi phí đại lý. Các cổ đông mong muốn ban lãnh đạo đưa ra các quyết định có lợi cho họ, do đó những căng thẳng này phát triển. Nhưng trái lại, các nhà quản lý sẵn sàng đưa ra các quyết định có lợi cho họ hoặc mở rộng hoạt động kinh doanh. Do đó, các cổ đông trong công ty thường phải gánh chịu một khoản phí tồn để kiểm soát được ban quản lý. Bên cạnh đó, bởi vì các cổ đông trong công ty ít có điều kiện để giám sát được tất cả các quyết định của ban quản lý nên dẫn đến sự bất cân xứng thông tin giữa các nhà quản lý và cổ đông trong công ty. Mặt khác, chi phí đại diện giữa các nhà quản lý và các cổ đông cũng có thể khiến các nhà quản lý từ chối trả cổ tức, giảm nợ ròng và các rủi ro tài chính đến mức thấp hơn mong muốn của các cổ đông (Easterbrook, 1984). Đồng tình với khẳng định này, Opler, 1999 đã cho thấy bằng chứng về sự tồn tại của lượng tiền mặt dư thừa có thể do các vấn đề liên quan giữa cổ đông và nhà quản lý. Tuy nhiên, bằng chứng về xung đột lợi ích giữa các nhà quản lý và các cổ đông khiến mức nắm giữ tiền mặt trong các công ty cao hơn. Một mặt, Ferreira và Vilela (2004) báo cáo rằng các công ty ở các quốc gia mà có sự bảo vệ nhà đầu tư và quyền sở hữu tập trung tốt hơn sẽ nắm giữ ít tiền mặt hơn. Dựa trên thuyết chi phí đại diện, García-Teruel và Martinez-Solano (2008) nhận thấy rằng quyền sở hữu của người quản lý cũng có thể có tác động đến mức dự trữ tiền mặt của một công ty. Mặt khác, kết quả của Ozkan (2004) quan sát mối quan hệ không đơn thuần giữa việc nắm giữ tiền mặt và quyền sở hữu của người quản lý. Theo kết quả của họ, mức tiền mặt tăng lên sau mức sở hữu quan trọng, trái ngược với hiệu ứng gắn kết cổ đông dự kiến thông thường do các nhà quản lý nắm giữ lớn hơn. Trên cơ sở lý thuyết nền tảng và tổng quan tài liệu, các giả thuyết nghiên cứu được đề xuất bao gồm : H1: Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa chất lượng thu nhập và hành vi nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp niêm yết phi tài chính tại Việt Nam. H2: Đặc điểm của doanh nghiệp (quy mô, hiệu quả hoạt động, tỷ lệ nợ, khả năng tăng trưởng) có ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa chất lượng thu nhập và hành vi nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp tại Việt Nam. Trên cơ sở đó mô hình hồi qui được đề xuất : @ Trường Đại học Đà Lạt
346 Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH), chất lượng thu nhập (EQ), dòng tiền hoạt động (CF), quy mô doanh nghiệp (SIZE), giá trị thị trường trên giá trị sổ sách (MB), khả năng thanh khoản (LIQUIDITY), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STDEBT), dài hạn - tỷ lệ nợ kỳ hạn (LTDEBT), chi tiêu cho nghiên cứu và phát triển, xác suất vỡ nợ (Z-SCORE) và chi phí trả cổ tức nằm trong số các biến được kiểm tra (DIVIDEND). CASHi,t= α + β1EQi,t + β2CFi,t + β3SIZEi,t + MBi,t + β5LQi,t + β6STDEBTi,t + β7LTDEBTi,t + β8R&Di,t +β9DIVi,t + β10ZSCOREi,t + 𝜀i,t (1) Bảng 1: Các biến trong mô hình Tên Ký hiệu Công thức Biến phụ thuộc 𝑇𝑖ề𝑛 Lượng tiền + 𝐶á𝑐 𝑘ℎ𝑜ả𝑛 đầ𝑢 𝑡ư 𝑡à𝑖 𝑐ℎí𝑛ℎ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 CASH mặt nắm giữ 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Biến độc lập ACCi,t = α+β1CFi, t-1+ β2CFi, t+ β3CFi, t+1+ β4∆REVi, t+ β5GPPEi, t+εi,t (2) Chất lượng EQ EQ là độ lệch chuẩn 5 năm của phần dư xác định từ công thức trên thu nhập Các biến kiểm soát Dòng tiền EBITDA CF hoạt động Tổng tài sản Quy mô công SIZE Ln(doanh thu) ty Tỷ số giá trị 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 − 𝑉ố𝑛 𝑐ℎủ 𝑠ở ℎữ𝑢 thị trường trên + 𝐺𝑖á 𝑡𝑟ị 𝑡ℎị 𝑡𝑟ườ𝑛𝑔 𝑣ố𝑛 𝑐ℎủ 𝑠ở ℎữ𝑢 giá trị sổ sách MB của tổng tài 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 sản 𝐾ℎ𝑜ả𝑛 𝑝ℎả𝑖 𝑡ℎ𝑢 Tính thanh LQ + 𝐻à𝑛𝑔 𝑡ồ𝑛 𝑘ℎ𝑜 − 𝐾ℎ𝑜ả𝑛 𝑝ℎả𝑖 𝑡𝑟ả khoản 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Tỷ lệ nợ ngắn 𝑁ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 STDEBT hạn 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Tỷ lệ nợ dài 𝑁ợ 𝑑à𝑖 ℎạ𝑛 LTDEBT hạn 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 Chi phí 𝑄𝑢ỹ 𝑘ℎ𝑜𝑎 ℎọ𝑐 𝑐ô𝑛𝑔 𝑛𝑔ℎệ nghiên cứu RD phát triển 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 𝐿ợ𝑖 𝑛ℎ𝑢ậ𝑛 𝑡𝑟ướ𝑐 𝑡ℎ𝑢ế 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 Z-SCORE=3.2+12.18* +2.5* - Xác suất vỡ 𝑁ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 𝑁ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 ZSCORE 𝑇à𝑖 𝑠ả𝑛 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛−𝑁ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 nợ 𝑁ợ 𝑛𝑔ắ𝑛 ℎạ𝑛 𝐷𝑜𝑎𝑛ℎ 𝑡ℎ𝑢−𝐸𝐵𝐼𝑇𝐷𝐴 10.68* 𝑇ổ𝑛𝑔 𝑡à𝑖 𝑠ả𝑛 + 0.029* 365 Biến giả bằng 1 nếu công ty trả cổ tức tiền mặt trong năm và bằng 0 trước Cổ tức DIV hợp ngược lại. @ Trường Đại học Đà Lạt
347 3. Kết quả của nghiên cứu Bảng 2 trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình. Theo như kết quả cho thấy các biến trong mô hình nghiên cứu có mức độ tương quan với nhau ở mức thấp và các mối tương quan đều nhỏ hơn 0.8 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Điều này giúp ta có thể suy ra rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Bảng 2: Ma trận hệ số tương quan Variables (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (1) cash 1.00000 (2) eq 0.23700 1.00000 (0.000) (3) cf 0.21900 0.03000 1.00000 (0.000) (0.146) - (4) size -0.07200 0.21200 1.00000 0.14600 (0.000) (0.000) (0.000) - (5) mb 0.35200 0.17600 0.64000 1.00000 0.06100 (0.000) (0.000) (0.000) (0.003) (6) - - - -0.30100 -0.25300 1.00000 liquidity 0.02600 0.31300 0.07600 (0.000) (0.206) (0.000) (0.000) (0.000) - - (7) stdebt -0.22800 0.23400 -0.59400 0.41600 1.00000 0.18900 0.33700 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) - (8) ltdebt -0.14000 0.01200 0.13600 -0.24600 -0.27000 -0.28600 1.00000 0.06200 (0.000) (0.545) (0.002) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) - (9) rd 0.15500 0.12900 0.41500 0.45300 -0.19100 -0.45400 0.19900 1.00000 0.12000 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) - (10) div 0.10700 0.31900 0.26300 0.14700 -0.13600 -0.05600 0.03000 0.10100 1.00000 0.10100 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.006) (0.146) (0.000) (11) - - 0.38600 0.24600 0.45200 0.56500 -0.31600 -0.49300 0.40400 0.10900 1.00000 zscore 0.10500 0.00800 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.710) (0.000) (0.000) Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm Stata Kiểm tra chất lượng thu nhập và nắm giữ tiền mặt cũng như các yếu tố tài chính ảnh hưởng đến mức độ nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp thông qua hồi quy phương trình (2) với các mô hình hồi quy bao gồm: OLS, FEM, REM. Kết quả hồi quy cho thấy EQ có mối quan hệ thuận chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Tuy nhiên biến EQ có ý nghĩa ngược chiều với chất lượng thu nhập. Nghĩa là mối quan hệ này có thể được diễn đạt theo một cách khác đó là chất lượng thu nhập giảm sẽ làm tăng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. @ Trường Đại học Đà Lạt
348 Bảng 3: Kết quả hồi quy phương trình bằng các phương pháp Pooled OLS, FEM, REM Tên biến Pool OLS FEM REM EQ 0.279888*** 0.131922*** 0.174444*** CF -0.121262*** -0.092884* -0.099297** SIZE -0.002558 0.002022 -0.001454 MB 0.028534*** 0.016693** 0.020937*** LIQUIDITY -0.146464*** -0.225444*** -0.187756*** STDEBT 0.053173 0.035797 0.063672 STDEBT2 -0.019105 -0.041534 -0.048639 LTDEBT -0.138974*** -0.100071*** -0.125548*** RD -0.000531 0.048784 0.022335 DIV 0.022974*** -0.009418 -0.003035 ZSCORE 0.001366*** 0.001169*** 0.001298*** _CONS 0.133678** 0.088674 0.152131* N 2418 2418 2418 r2 0.265813 0.134078 F-test 0.0000 LM-test 0.0000 Hausman-test 0.0000 ***, **, * biểu thị mức ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%. Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm Stata. Để thực hiện việc lựa chọn giữa phương pháp Pooled OLS và FEM, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định F-test với giả thuyết: H0: Phương pháp Pooled OLS phù hợp. Vì kết quả kiểm định cho ra giá trị Prob > F = 0.0000 < 0.01, do đó giả thuyết H0 bị bác bỏ và phương pháp FEM sẽ phù hợp hơn phương pháp Pooled OLS. Để lựa chọn giữa phương pháp Pooled OLS và phương pháp REM, tác giả thực hiện kiểm định Breuch – Pargan Lagrange Multiplier với giả thuyết đặt ra là: H0: Phương pháp Pooled OLS phù hợp. Vì kết quả kiểm định cho ra giá trị Prob > chibar2 = 0.0000 < 0.01 vì thế giả thuyết H0 bị bác bỏ, và do đó kết luận phương pháp REM phù hợp hơn phương pháp Pooled OLS. Kiểm định lựa chọn Hausman-test với giả thuyết H0: Phương pháp REM phù hợp. Kết quả kiểm định cho thấy P-value bé hơn mức ý nghĩa thống kê 1%, bác bỏ giả thuyết H0. Từ đó có thể kết luận phương pháp hồi quy FEM phù hợp. @ Trường Đại học Đà Lạt
349 Kiểm định đa cộng tuyến Bảng 4: Hệ số phóng đại phương sai VIF Tên biến VIF SQRT VIF Tolerance R-Squared EQ 1.11 1.05 0.9004 0.0996 CF 2.23 1.49 0.4484 0.5516 SIZE 1.41 1.19 0.7073 0.2927 MB 3.67 1.92 0.2724 0.7276 LIQUIDITY 1.37 1.17 0.7296 0.2704 STDEBT 2.83 1.68 0.3540 0.6460 LTDEBT 1.94 1.39 0.5157 0.4843 RD 1.59 1.26 0.6309 0.3691 DIV 1.18 1.09 0.8492 0.1508 ZSCORE 1.72 1.31 0.5828 0.4172 Mean VIF 1.9 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm Stata. Tác giả thực hiện kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình nghiên cứu bằng kiểm định hệ số nhân tử phóng đại phương sai VIF. Nếu hệ số VIF < 10, cho thấy rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, ngược lại, nếu hệ số VIF > 10, cho thấy có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra và phải loại bỏ biến đó ra khỏi mô hình nghiên cứu. Bảng 4 thể hiện kết quả kiểm định hệ số VIF. Thông qua kết quả chạy kiểm định, tác giả nhận thấy các hệ số VIF của tất cả các biến trong dữ liệu nghiên cứu đều nhỏ hơn 10, do đó mô hình nghiên cứu không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến với nhau. Kiểm định tự tương quan Bảng 5: Kiểm định tự tương quan Kiểm định P-value F( 1, 402) = 45.455 0.0000 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm Stata. Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan có P-value bé hơn ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thuyết H0. Mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan. Kiểm định phương sai thay đổi Bảng 6: Kiểm định phương sai sai số thay đổi Kiểm định P-value Chi2 (403) = 8.3e+05 0.0000 Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm Stata. Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi có P-value bé hơn ý nghĩa 1%. Bác bỏ giả thuyết H0. Mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi. @ Trường Đại học Đà Lạt
350 Hồi quy chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ bằng phương pháp GLS Kết quả kiểm định cho thấy mô hình nghiên cứu đều bị hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Do đó, tác giả thực hiện khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi bằng phương pháp ước lượng GLS. Bảng 7: Hồi quy chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ bằng phương pháp GLS Cash Coef. St.Err. t-value p-value [95% Conf Interval] Sig EQ .10226 .02185 4.68 .00000 .05942 .14509 *** CF -.03177 .01793 -1.77 .07637 -.06692 .00337 * SIZE .00122 .00095 1.28 .20000 -.00064 .00308 MB .0083 .00348 2.39 .01704 .00148 .01512 ** LIQUIDITY -.11863 .0062 -19.12 .00000 -.13078 -.10647 *** STDEBT .06206 .02392 2.59 .00948 .01517 .10895 *** STDEBT2 -.04305 .02161 -1.99 .04634 -.0854 -.0007 ** LTDEBT -.11688 .01198 -9.75 .00000 -.14037 -.09339 *** RD .01221 .00978 1.25 .21168 -.00695 .03137 DIV .00306 .00181 1.69 .09100 -.00049 .00661 * ZSCORE .00112 .00014 7.84 .00000 .00084 .0014 *** CONSTANT .04307 .02587 1.67 .09590 -.00763 .09378 * Mean dependent var 0.101 SD dependent var 0.119 Number of obs 2418 Chi-square 594.891 *** p
351 Nghiên cứu này cũng không tim thấy mối tương quan giữa chi phí nghiên cứu và phát triển (R&D) với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Tỷ lệ nợ vay ngắn hạn (STDEBT) có mối tương quan dương với nắm giữ tiền mặt và hệ số stdebt2 điều này cho thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa nợ vay ngắn hạn và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả ngụ ý rằng có một tỷ lệ nợ ngắn hạn tối ưu. Tỷ lệ nợ vay dài hạn (LTDEBT) có tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng về dấu của biến và ngụ ý rằng các công ty có tỷ lệ nợ dài hạn càng cao thì sẽ dự trữ ít tiền mặt hơn. Tính thanh khoản có mối tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt ở mức ý nghĩa 1%. Điều này hàm ý rằng công ty có tính thanh khoản cao sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu và cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Mohsin Shabbir, Shujahat Haider Hashmi, Ghulam Mujtaba Chaudary (2016); Hoffman (2006). Biến quy mô công ty (SIZE) có mối tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Điều này hàm ý rằng các công ty lớn có xu hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để đáp ứng cho các nhu cầu đầu tư sinh lời. Mặc dù kết quả này ngược với kỳ vọng ban đầu, nhưng nó lại hoàn toàn phù hợp với các nghiên cứu của Bates và cộng sự, 1998; Kim và cộng sự, 2012; Opler và cộng sự, 1999. Xác suất vỡ nợ có mối tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này tuy có ngược với kỳ vọng ban đầu về mối quan hệ giữa Z-SCORE với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH), tuy nhiên nó lại phù hợp với nghiên cứu của Muhammad Atha Umry và Yossi Diantimala (2018) với ý nghĩa xác suất vỡ nợ càng cao khả năng vỡ nợ càng thấp và tỷ lệ nắm giữ tiền mặt càng cao. 4. Kết luận Kết quả hồi quy từ phương pháp ước lượng GLS cho thấy chất lượng thu nhập là yếu tố quan trọng quyết định đến việc nắm giữ tiền mặt, một kết quả phù hợp với lập luận rằng các công ty có mức độ thông tin thu nhập thấp hơn gặp khó khăn hơn trong việc kiếm nguồn tài chính bên ngoài và do đó tích lũy dự trữ tiền mặt lớn hơn như một bộ đệm cho các nhu cầu tài chính trong tương lai (Jorge Farinha, Cesario Mateus, Nuno Soares, 2018). Ngoài ra, biến dòng tiền hoạt động CF có mối tương quan âm đối với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Điều này ngụ ý rằng các công ty có dòng tiền hoạt động càng cao thì nắm giữ tiền mặt càng thấp. Biến tỷ số giá thị trường trên sổ sách MB có mối tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt, kết quả này ngược với kỳ vọng ban đầu, nhưng lại phù hợp với nghiên cứu của Rizwan và Javed (2011); Zia-ah-hanan và Asghar (2013); Ghada Tayem (2017) cho rằng tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách có tác động tích cực đến việc nắm giữ tiền mặt. Biến tính thanh khoản LIQUIDITY có mối tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Điều này ngụ ý rằng công ty có tính thanh khoản cao sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu và cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu của Mohsin Shabbir, Shujahat Haider Hashmi, Ghulam Mujtaba Chaudary (2016); Hoffman (2006). Biến tỷ lệ nợ dài hạn LTDEBT có mối tương quan âm với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Điều này hàm ý rằng các công ty có mức độ nợ càng cao thì sẽ ít nắm giữ tiền mặt hơn. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu về dấu của biến LTDEBT. Ngoài ra, nghiên cứu cho thấy tồn tại mối quan hệ phi tuyến chất lượng thu nhập và lượng tiền mặt nắm giữ. @ Trường Đại học Đà Lạt
352 Tài liệu tham khảo 1. Bates, T. W., Kahle, K. M., & Stulz, R. M. (2009), Why do US firms hold so much more cash than they used to?, The journal of finance, 64(5), 1985-2021. 2. Bigelli, M., & Sánchez-Vidal, J. (2012), Cash holdings in private firms, Journal of Banking & Finance, 36(1), 26-35. 3. Chang, K., & Noorbakhsh, A. (2009), Does national culture affect international corporate cash holdings?, Journal of Multinational Financial Management, 19(5), 323-342. 4. Chung, K. H., Kim, J. C., Kim, Y. S., & Zhang, H. (2015), Information asymmetry and corporate cash holdings, Journal of Business Finance & Accounting, 42(9-10), 1341-1377. 5. Darrough, M., & Ye, J. (2007), Valuation of loss firms in a knowledge-based economy, Review of Accounting Studies, 12(1), 61-93. 6. Easterbrook, F. H. (1984), Two agency-cost explanations of dividends, The American economic review, 74(4), 650-659. 7. Farinha, J., Mateus, C., & Soares, N. (2018), Cash holdings and earnings quality: evidence from the Main and Alternative UK markets, International Review of Financial Analysis, 56, 238-252. 8. Ferreira, M. A., & Vilela, A. S. (2004), Why do firms hold cash? Evidence from EMU countries, European financial management, 10(2), 295-319. 9. Iskandrani, M., Hamad, A., Yaseen, H., AlZoubi, T., & Almaharmeh, M. (2020), EARNINGS QUALITY AND CASH HOLDINGS OF LISTED FIRMS IN JORDAN, Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 24(6), 1-10. 10. Jensen, M. C. (1986), Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers, The American economic review, 76(2), 323-329. 11. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976), Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure, Journal of financial economics, 3(4), 305-360. 12. Kim, C. S., Mauer, D. C., & Sherman, A. E. (1998), The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence, Journal of financial and quantitative analysis, 33(3), 335-359. 13. Louis, H., Sun, A. X., & Urcan, O. (2012), Value of cash holdings and accounting conservatism, Contemporary Accounting Research, 29(4), 1249-1271. 14. Maheshwari, Y., & Rao, K. V. (2017), Determinants of corporate cash holdings, Global Business Review, 18(2), 416-427. 15. Miller, M. H., & Orr, D. (1966), A Model of the Demand for Money by Firms, The Quarterly journal of economics, 80(3), 413-435. 16. Modigliani, F., & Miller, M. H. (1958), The cost of capital, corporation finance and the theory of investment, The American economic review, 48(3), 261-297. 17. Myers, S. C., & Majluf, N. S. (1984), Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have, Journal of financial economics, 13(2), 187-221. 18. Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R. (1999), The determinants and implications of corporate cash holdings, Journal of financial economics, 52(1), 3-46. @ Trường Đại học Đà Lạt