Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ QUỲNH TÂM

ẢNH HƯỞNG CỦA DÒNG TIỀN ĐẾN SỰ THAY ĐỔI LƯỢNG

TIỀN MẶT ĐƯỢC NẮM GIỮ CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM

TRONG ĐIỀU KIỆN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH,

THU NHẬP BẤT ỔN VÀ CHI PHÍ ĐẠI DIỆN

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2017

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ QUỲNH TÂM

ẢNH HƯỞNG CỦA DÒNG TIỀN ĐẾN SỰ THAY ĐỔI LƯỢNG

TIỀN MẶT ĐƯỢC NẮM GIỮ CỦA CÁC CÔNG TY VIỆT NAM

TRONG ĐIỀU KIỆN HẠN CHẾ TÀI CHÍNH,

THU NHẬP BẤT ỔN VÀ CHI PHÍ ĐẠI DIỆN

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2017

DANH MỤC BẢNG

Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu chính (1) ............................................................. 15

Bảng 2.2: Tổng hợp các nghiên cứu chính (2) .............................................................. 16

Bảng 2.3: Tổng hợp các nghiên cứu chính (3) .............................................................. 17

Bảng 4.1: Thống kê mô tả ............................................................................................ 36

Bảng 4.2: Kết quả hồi qui với FE, GMM và SYS-GMM (1) ....................................... 39

28THình 4.4: Kết quả hồi qui với phương pháp Bayesian ................................................. 42

28THình 4.5: Đồ thị độ nhọn từ hồi qui Bayesian .............................................................. 43

Bảng 4.3: Kết quả hồi qui với FE, GMM và SYS-GMM (2) ....................................... 40

Bảng 4.6: Thống kê tứ phân vị (1) ................................................................................ 49

Bảng 4.7: Thống kê tứ phân vị (2) ................................................................................ 50

Bảng 4.8: Thống kê theo biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền âm và dòng tiền dương ................................................................ 51

Bảng 4.9: Kết quả hồi qui Pooled OLS (1) ................................................................... 53

Bảng 4.10: Kết quả hồi qui Pooled OLS (2) ................................................................. 54

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui Logit (1) ............................................................................ 55

Bảng 4.12: Kết quả hồi qui Logit (2) ............................................................................ 56

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

FEM : Fixed Effects Model – Mô hình Hiệu ứng cố định

GMM : Generalized Method of Moments - Mô hình Moment tổng quát

HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

HSX : Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

REM : Random Effects Model – Mô hình Hiệu ứng ngẫu nhiên

SYS-GMM : System Generalized Method of Moments - Mô hình Moment tổng

quát dạng hệ thống

TSCĐ : Tài sản cố định

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ “Ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam trong điều kiện hạn chế tài

chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện” là công trình nghiên cứu của riêng tôi

dưới sự hướng dẫn của TS. Nguyễn Thị Uyên Uyên.

Các số liệu và tài liệu trong Luận văn là trung thực và chưa hề được công nhận

trong bất kỳ công trình nghiên cứu nào. Tất cả những kế thừa và tham khảo đều

được trích dẫn và tham chiếu đầy đủ. Tôi sẽ chịu trách nhiệm về những nội dung tôi

đã trình bày trong Luận văn này.

Học viên

Nguyễn Thị Quỳnh Tâm

1

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

35TCHƯƠNG 1.35T

35TGIỚI THIỆU35T .......................................................................................... 1

35T1.1.35T

35TLý do chọn đề tài35T ................................................................................................. 1

35T1.2.35T

35TMục tiêu nghiên cứu và các câu hỏi nghiên cứu35T ................................................. 2

35T1.3.35T

35TPhương pháp nghiên cứu35T .................................................................................... 2

35T1.4.35T

35TÝ nghĩa đề tài35T ...................................................................................................... 3

35T1.5.35T

35TKết cấu của đề tài35T ................................................................................................ 4

35TCHƯƠNG 2.35T

35TKHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU

TÓM TẮT

35T2.1.35T

35TKhung lý thuyết về nắm giữ tiền35T ......................................................................... 5

35T2.1.1.35T

35TLý thuyết đánh đổi35T .............................................................................................. 5

35T2.1.2.35T

35TLý thuyết trật tự phân hạng35T ................................................................................. 6

35T2.1.3.35T

35TLý thuyết đại diện35T ............................................................................................... 7

35T2.2.35T

35TCác bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi

TRƯỚC ĐÂY35T ........................................................................................................... 5

lượng tiền mặt được nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và

35TCHƯƠNG 3.35T

35TDỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU35T ............................. 18

35T3.1.35T

35TDữ liệu nghiên cứu35T ............................................................................................ 18

35T3.2.35T

35TPhương pháp nghiên cứu35T .................................................................................. 18

35T3.2.1.35T

35TMô hình nghiên cứu, mô tả biến và các giả thuyết kỳ vọng35T ............................. 18

chi phí đại diện35T ................................................................................................................. 8

2

35T3.2.1.1.35T 35TMô hình nghiên cứu, mô tả biến35T ...................................................................... 19

35T3.2.1.2.35T 35TCác giả thuyết nghiên cứu35T ................................................................................ 29

35T3.2.2.35T

35TPhương pháp nghiên cứu và trình tự thực hiện35T ................................................. 31

35T3.2.2.1.35T 35TPhương pháp nghiên cứu35T ................................................................................. 31

35T3.2.2.2.35T 35TTrình tự thực hiện nghiên cứu35T .......................................................................... 32

35TCHƯƠNG 4.35T

35TKẾT QUẢ NGHIÊN CỨU35T ................................................................. 35

35T4.1.35T

35TTác động của dòng tiền lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ

35T4.2.35T

35TBiến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền

trong doanh nghiệp35T ......................................................................................................... 37

35T4.3.35T

35TPhân tích Ex-post35T .............................................................................................. 44

35TCHƯƠNG 5.35T

35TKẾT LUẬN35T .......................................................................................... 59

35T5.1.35T

35TKết luận35T ............................................................................................................. 59

35T5.2.35T

35THạn chế nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo35T ......................................... 62

của các công ty khác nhau thông qua việc sử dụng phương pháp Bayesian 35T ................. 41

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

3

TÓM TẮT

Nghiên cứu được thực hiện dựa trên việc phân tích dữ liệu thực từ báo cáo tài chính

của 253 công ty phi tài chính Việt Nam niêm yết trên HSX và HNX trong giai đoạn

từ năm 2008 đến năm 2015 nhằm kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay

đổi lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam trong điều kiện hạn chế

tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện.

Nghiên cứu tìm thấy bằng chứng rằng:

Thứ nhất, dòng tiền có ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm

giữ của các công ty Việt Nam. Khi có sự gia tăng trong dòng tiền, hầu hết các công

ty Việt Nam có xu hướng tăng lượng tiền mặt nắm giữ. Và ngược lại, khi xảy ra sự

sụt giảm trong dòng tiền, các công ty Việt Nam có xu hướng giảm lượng tiền mặt

nắm giữ. Tuy nhiên, khi xem xét ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty khác nhau bằng phương pháp

Bayesian cho thấy, 94.1% công ty có xu hướng gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ từ

sự gia tăng trong dòng tiền, nhưng có 5.9% công ty có xu hướng giảm lượng tiền

mặt nắm giữ từ sự gia tăng trong dòng tiền.

Thứ hai, các công ty có xu hướng gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền cũng là các công ty có thu nhập biến động nhiều và mối tương quan chuỗi

trong thu nhập thấp. Tức là khi xảy ra các cú sốc thu nhập cao, các công ty có xu

hướng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn.

Thứ ba, nghiên cứu cũng trưng ra bằng chứng rằng, các công ty có khuynh hướng

nắm giữ nhiều tiền mặt không phải để đối phó với vấn đề hạn chế tài chính và chi

phí đại diện.

Tóm lại, kết quả nghiên cứu cho thấy, sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm

giữ của các công ty Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2015 là do ảnh

hưởng của sự bất ổn trong thu nhập, còn hạn chế tài chính và vấn đề đại diện thì

không có tác động đến sự nắm giữ tiền mặt của các công ty Việt Nam.

Từ khóa: thay đổi lượng tiền mặt được nắm giữ, dòng tiền, hạn chế tài chính, thu

nhập bất ổn, chi phí đại diện.

1

GIỚI THIỆU CHƯƠNG 1.

1.1. Lý do chọn đề tài

Từ các bằng chứng thực nghiệm cho thấy, nắm giữ nhiều tiền sẽ giúp các doanh

nghiệp gia tăng tính thanh khoản, có tính linh hoạt tài chính cao, giải quyết được

các vấn đề phát sinh trong quá trình hoạt động cơ bản của công ty một cách dễ dàng

như đáp ứng được các nhu cầu cần thiết trong ngắn hạn, dễ dàng thực hiện các

nghĩa vụ tài chính theo hợp đồng với chủ nợ, nhà cung cấp, đáp ứng được các khoản

chi phí để duy trì hoạt động. Ngoài ra với lượng tiền mặt được nắm giữ, các doanh

nghiệp có thể thực hiện được các dự án đầu tư sinh lời. Tuy nhiên, nắm giữ quá

nhiều tiền cũng không tốt cho hoạt động của doanh nghiệp vì nắm giữ tiền sẽ làm

cho doanh nghiệp bị mất cơ hội phí, gia tăng lượng tiền mặt được nắm giữ có thể

làm gia tăng mâu thuẫn giữa nhà quản trị và các cổ đông, hay nói cách khác, nắm

giữ quá nhiều tiền có thể làm nảy sinh chi phí đại diện. Do đó, quản trị tiền mặt hiệu

quả rất quan trọng đối với các doanh nghiệp.

Tại Việt Nam, trước bối cảnh hội nhập kinh tế toàn cầu, bất kỳ biến động tiêu cực

hay tích cực nào từ nền kinh tế thế giới cũng có ảnh hưởng đến nền kinh tế Việt

Nam. Điển hình là từ cuộc khủng hoảng toàn cầu năm 2008, theo thống kê của Bộ

Kế hoạch và Đầu tư, tại Việt Nam, số lượng doanh nghiệp phá sản, ngưng hoạt

động trong năm 2011 là 53,922 doanh nghiệp, trong năm 2012 là 54,261 doanh

1

nghiệp, trong năm 2013 là 60,737 doanh nghiệp, trong năm 2014 là 67,823 doanh

P. Với tình hình kinh tế Việt Nam

nghiệp, trong năm 2015 là 80,858 doanh nghiệpP0F

chịu nhiều tác động và bất ổn như vậy các doanh nghiệp đã có xu hướng quan tâm

nhiều về lượng tiền mặt được nắm giữ và các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ

tiền mặt của các doanh nghiệp tại quỹ.

Với mong muốn làm rõ trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí

đại diện, sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam

bị ảnh hưởng như thế nào dưới tác động của dòng tiền, tác giả bài nghiên cứu này 1 Nguồn: www.cafef.vn

2

đã chọn đề tài “Ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi lượng tiền mặt được nắm

giữ của các công ty Việt Nam trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và

chi phí đại diện” cho Luận văn Thạc sĩ của mình, với mong muốn những kết quả

nghiên cứu phát hiện tại Việt Nam sẽ giúp cho các nhà quản trị có được chiến lược

quản trị tiền mặt tối ưu cho doanh nghiệp của mình.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu và các câu hỏi nghiên cứu

Bài nghiên cứu này được thực hiện với mục tiêu kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền

đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam trong

điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện. Từ mục tiêu nghiên

cứu này, bài nghiên cứu sẽ tập trung giải quyết các câu hỏi nghiên cứu sau:

Thứ nhất, dòng tiền có ảnh hưởng như thế nào đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt

được các công ty Việt Nam nắm giữ?

Thứ hai, hạn chế tài chính có tác động như thế nào đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền?

Thứ ba, thu nhập bất ổn có tác động như thế nào đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền?

Thứ tư, vấn đề đại diện có tác động như thế nào đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền?

1.3. Phương pháp nghiên cứu

Dựa trên mô hình từ bài nghiên cứu “Why do firms save cash from cash flows?

Evidence from firm-level estimation of cash–cash flow sensitivities” của

D’Espallier và các cộng sự (2014), bài nghiên cứu tiến hành kiểm định hạn chế tài

chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện tác động như thế nào đến sự thay đổi

trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam dưới ảnh hưởng của

dòng tiền bằng hồi quy hiệu ứng cố định – Fixed Effects Model (FEM). Bên cạnh

đó, bài nghiên cứu còn sử dụng hồi quy biến công cụ - Generalized Method of

Moments (GMM) và System Generalized Method of Moments (SYS-GMM) để

3

kiểm soát tác động của biến nội sinh trong hồi quy mô hình (1) - mô hình cơ sở của

đề tài. Sau đó, tác giả còn sử dụng phương pháp Bayesian để tìm ra mức độ thay đổi

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty.

Trên cơ sở đó, tác giả kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi lượng

tiền mặt được nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn, vấn đề đại

diện.

Mẫu nghiên cứu của đề tài được xây dựng từ 253 công ty được niêm yết trên Sở

Giao Dịch Chứng Khoán TP. HCM và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội trong

giai đoạn 8 năm từ năm 2008 đến năm 2015.

1.4. Ý nghĩa đề tài

Từ những kết quả hồi quy và kiểm định, bài nghiên cứu được thực hiện với mong

muốn nới rộng bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của hạn chế tài chính, thu

nhập bất ổn và chi phí đại diện đến mối quan hệ giữa sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ và độ nhạy cảm trong dòng tiền của các công ty Việt Nam. Tác

giả kỳ vọng kết quả của bài nghiên cứu này sẽ giúp các doanh nghiệp Việt Nam

hiểu rõ hơn ảnh hưởng của hạn chế tài chính, bất ổn thu nhập và vấn đề đại diện đến

chính sách quản trị tiền mặt của các doanh nghiệp, từ đó, giúp cho các doanh nghiệp

thấy được việc xác định lượng tiền mặt nắm giữ tối ưu cho doanh nghiệp là rất quan

trọng. Điểm mới của bài nghiên cứu này là tác giả đã sử dụng phương pháp

Bayesian để kiểm định biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

bởi dòng tiền của các công ty khác nhau. Theo đó, tác giả cũng kỳ vọng rằng, bài

nghiên cứu sẽ xây dựng được một cách thức tiếp cận mới để phân tích mối quan hệ

giữa sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ và sự biến động trong dòng tiền

của các công ty. Với bằng chứng cho thấy có sự khác nhau trong hành vi nắm giữ

tiền mặt của các công ty, tác giả kỳ vọng sẽ góp phần hỗ trợ cho các nhà quản trị

doanh nghiệp xác định được những chiến lược quản trị tiền mặt hiệu quả.

4

1.5. Kết cấu của đề tài

Nội dung đề tài nghiên cứu này gồm năm chương:

Chương 1: Giới thiệu. Trong chương này, tác giả trình bày lý do chọn đề tài, các

câu hỏi nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, ý nghĩa nghiên cứu và kết cấu đề tài.

Chương 2: Khung lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước đây. Trong

chương này, nghiên cứu trình bày khung lý thuyết liên quan đến nắm giữ tiền mặt

và các bằng chứng thực nghiệm trong các nghiên cứu trước đây về ảnh hưởng của

dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ trong điều

kiện hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện.

Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu. Trong chương này, tác giả trình

bày dữ liệu nghiên cứu, mô hình nghiên cứu, các giả thuyết kỳ vọng, mô tả biến và

đưa ra phương pháp nghiên cứu.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu. Trong chương này, tác giả trình bày kết quả kiểm

định ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ

của các công ty Việt Nam trong mẫu. Tiếp theo, thông qua phương pháp Bayesian,

tác giả trình bày kết quả kiểm định ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ của từng công ty. Cuối cùng, tác giả sẽ phân tích tác

động của hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện đến sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam dưới ảnh hưởng của dòng

tiền.

Chương 5: Kết luận. Trong chương này, tác giả tổng kết các vấn đề nghiên cứu,

trình bày các hạn chế của bài nghiên cứu và đưa ra hướng nghiên cứu mở rộng cho

đề tài.

5

KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CHƯƠNG 2.

CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Khung lý thuyết về nắm giữ tiền

Lý thuyết đánh đổi 2.1.1.

Lý thuyết đánh đổi về lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty đưa ra ý tưởng

rằng, các công ty có thể tìm thấy một mức tiền nắm giữ tối ưu bằng cách đánh đổi

giữa lợi ích và chi phí của việc nắm giữ tiền mặt. Các công ty phải đối mặt với sự

giới hạn trong nguồn vốn nội bộ sẽ cân bằng lợi ích biên và chi chí biên của việc

nắm giữ tiền. Nắm giữ tiền mặt giúp các công ty giảm được chi phí giao dịch khi

chuyển đổi những tài sản ít thanh khoản hơn thành tiền mặt để phục vụ cho các giao

dịch của mình. Nắm giữ nhiều tiền sẽ giúp doanh nghiệp gia tăng được tính thanh

khoản, gia tăng tính linh hoạt tài chính, dễ dàng thực hiện các nghĩa vụ tài chính

theo hợp đồng với các chủ nợ, thanh toán được tiền mua hàng cho nhà cung cấp,

đáp ứng được các khoản chi phí để duy trì hoạt động, thực hiện các dự án đầu tư

sinh lời, đáp ứng được các nhu cầu cần thiết trong ngắn hạn và đề phòng trường hợp

doanh nghiệp gặp phải những tình huống khẩn cấp không lường trước được, ngoài

dự tính trong tương lai. Hơn nữa, những công ty nắm giữ nhiều tiền mặt, tính thanh

khoản và khả năng thanh toán sẽ tốt hơn nên khả năng huy động nợ với chi phí sử

dụng vốn sẽ thấp hơn, những công ty này còn dễ nắm bắt được cơ hội đầu tư tốt dẫn

đến giá trị doanh nghiệp cao hơn. Có thể khái quát rằng những lợi ích của việc nắm

giữ tiền xuất phát từ động cơ giao dịch và động cơ phòng ngừa.

Động cơ giao dịch: Động cơ này được đưa ra bởi Keynes (1936). Theo đó, các

công ty nắm giữ tiền để tối thiểu hóa chi phí giao dịch. Trong thị trường vốn hoàn

hảo, động cơ giao dịch không tồn tại vì công ty có thể tiếp cận với các nguồn vốn

bất cứ lúc nào mà không tốn thêm chi phí. Chính vì vậy, các công ty không cần giữ

tiền vì động cơ này. Nhưng trong một thị trường vốn không hoàn hảo, tất cả các

giao dịch đều phát sinh một khoản chi phí nhất định gọi là chi phí giao dịch như chi

phí tìm kiếm thông tin, chi phí thương lượng, chi phí giám sát, hoa hồng,… Do đó,

6

các công ty nắm giữ tiền để tối thiểu hóa chi phí giao dịch, tạo ra tấm đệm khi

doanh nghiệp thiếu tiền và hạn chế được nguy cơ mất cơ hội đầu tư khi chi phí giao

dịch cao.

Động cơ phòng ngừa: lý do thứ hai mà công ty nắm giữ tiền là để giải quyết các

vấn đề liên quan đến các cú sốc bất lợi có thể xảy ra. Động cơ này được đưa ra bởi

Keynes (1963) và được gọi là động cơ phòng ngừa của việc nắm giữ tiền mặt. Khi

nguồn tài trợ bên ngoài có chi phí sử dụng cao, việc nắm giữ tiền sẽ giúp công ty

không bỏ lỡ các dự án tốt trong tương lai. Các công ty không muốn đánh mất các cơ

hội đầu tư tốt chỉ vì lý do không đủ nguồn tài trợ hoặc chi phí quá cao. Trong một

nền kinh tế không ổn định, các công ty nắm giữ nhiều tiền để đảm bảo có đủ khả

năng thanh toán khi cần thiết hoặc khi rủi ro xảy ra. Từ đó, cho thấy những hạn chế

về khả năng tiếp cận vốn, bất ổn trong dòng tiền của công ty là những nguyên nhân

chính dẫn đến nhu cầu giữ tiền để phòng ngừa rủi ro cho công ty.

Theo thuyết đánh đổi, hai động cơ giao dịch và động cơ phòng ngừa là nguyên nhân

chính khiến các công ty nắm giữ tiền.

Bên cạnh những lợi ích như vậy, giữ tiền bao giờ cũng mất chi phí. Chi phí biên của

việc giữ tiền tăng khi xét tới chi phí cơ hội, các công ty phải từ bỏ các cơ hội đầu tư

hiện tại để tăng lượng tiền mặt được nắm giữ. Lý thuyết dòng tiền tự do cho rằng,

nắm giữ tiền mặt quá nhiều đi kèm với thông tin bất cân xứng cao hơn sẽ tạo ra các

vấn đề về rủi ro đạo đức. Giữ tiền trong công ty quá nhiều dễ nảy sinh chi phí đại

diện, làm sụt giảm giá trị công ty và nếu các công ty không có những chính sách

quản trị chặt chẽ có thể sẽ làm phung phí dòng tiền tự do. Nếu một công ty có trình

độ quản trị yếu kém thì giá trị của lượng tiền vượt trội sẽ sụt giảm đáng kể. Vì vậy,

các công ty có trình độ quản trị kém sử dụng lượng tiền mặt vượt trội không hiệu

quả và đầu tư ít có lợi nhuận hơn so với các công ty có trình độ quản trị tiền mặt tốt.

Lý thuyết trật tự phân hạng 2.1.2.

Lý thuyết trật tự phân hạng cũng là một trong những cơ sở xem xét vấn đề nắm giữ

tiền mặt của các công ty. Lý thuyết trật tự phân hạng được phát triển bởi Stewart

7

Myers và Nicolas Majluf (1984) với giả thuyết, ban quản trị công ty luôn hiểu biết

về hoạt động tương lai của công ty nhiều hơn các nhà đầu tư bên ngoài (bất cân

xứng thông tin). Các nhà quản trị công ty luôn hiểu rõ hơn các nhà đầu tư bên ngoài

về tình hình kinh doanh cũng như khả năng sinh lợi từ các dự án trong tương lai. Do

đó, để tài trợ cho các dự án có triển vọng, đem lại mức sinh lợi cao, cách tốt nhất là

dùng nguồn tài trợ sẵn có từ lợi nhuận giữ lại. Hơn nữa, việc sử dụng lợi nhuận giữ

lại được ưu tiên cũng vì thời gian huy động ngắn và chi phí sử dụng vốn thấp. Bên

cạnh đó, các chi phí liên quan để thực hiện hoạt động phát hành cổ phần mới khá

lớn khiến các nhà quản trị luôn ưu tiên sử dụng nguồn lợi nhuận giữ lại. Trong

trường hợp nguồn tài trợ này không đủ thì nguồn vốn vay sẽ được lựa chọn để

không phải chia sẻ lợi nhuận với các cổ đông mới. Nhà quản trị chỉ xem xét sử dụng

nguồn tài trợ từ vốn cổ phần mới khi cổ phiếu của công ty đang được định giá cao

hơn giá trị thực trên thị trường. Như vậy, theo lý thuyết này, nguồn tài trợ nội bộ

bằng tiền mặt sẽ được ưu tiên sử dụng đầu tiên, sau đó là nợ và cuối cùng là vốn cổ

phần phát hành mới. Khi khoảng cách bất cân xứng thông tin giữa người huy động

và người tài trợ nhiều, doanh nghiệp sẽ sử dụng những tài sản thanh khoản thay vì

sử dụng nợ và vốn cổ phần.

Lý thuyết đại diện 2.1.3.

Ngoài hai lý thuyết trên lý giải cho việc nắm giữ tiền của các công ty, quyết định

nắm giữ tiền của công ty còn do vấn đề đại diện được nhắc trong lý thuyết đại diện

của dòng tiền tự do trong nghiên cứu của Jensen (1986). Theo đó, Jensen (1986)

giải thích rằng, các nhà quản lý có động cơ nắm giữ tiền mặt nhằm tăng lượng tài

sản dưới sự kiểm soát của mình để thực hiện quyết định đầu tư của công ty. Với

lượng tiền mặt này nhà quản lý có thể thực hiện đầu tư và hạn chế việc sử dụng

nguồn tài trợ bên ngoài, hạn chế sự giám sát của các chủ nợ. Do đó, các nhà quản lý

thích nắm giữ tiền nhiều hơn nhu cầu cần thiết cho các hoạt động giao dịch, phòng

ngừa và đầu tư. Tuy nhiên, nắm giữ tiền luôn phát sinh chi phí, một trong số đó là

chi phí đại diện. Và khi doanh nghiệp nắm giữ quá nhiều tiền thì vấn đề đại diện

8

cũng trở nên trầm trọng hơn. Lý thuyết về đại diện cho rằng, cổ đông và người quản

lý công ty đều muốn tối đa hóa lợi ích của mình, người quản lý công ty sẽ không

luôn luôn hành động vì lợi ích tốt nhất cho các cổ đông và công ty. Người quản lý

công ty có thể có xu hướng tư lợi, không đủ siêng năng và tìm kiếm các lợi ích cá

nhân cho mình chứ không phải cho công ty. Các đặc tính tự nhiên của quan hệ đại

diện dẫn đến giả thuyết rằng, các cổ đông phải thường xuyên giám sát hoạt động

của người quản lý công ty nhằm đảm bảo lợi ích của mình. Lý thuyết đại diện nhấn

mạnh rằng, các cổ đông cần phải sử dụng các cơ chế thích hợp để có thể hạn chế sự

phân hóa lợi ích giữa cổ đông và người quản lý công ty, bằng cách đưa ra những cơ

chế đãi ngộ thích hợp cho các nhà quản lý, thiết lập cơ chế giám sát hiệu quả để hạn

chế những hành vi không bình thường, tư lợi của người quản lý công ty.

Để giảm chi phí đại diện trong công ty, có thể xem xét mối quan hệ tồn tại giữa chi

phí đại diện và chính sách chia cổ tức của công ty, sử dụng tiền mặt để chia cổ tức

buộc các nhà quản lý công ty phải tìm kiếm nguồn tài trợ từ bên ngoài, dẫn đến việc

họ cắt giảm bớt chi phí đại diện để đáp ứng những yêu cầu của các nhà tài trợ trên

thị trường vốn. Hay tỷ lệ nhà đầu tư nước ngoài càng cao thì công ty được kiểm soát

tốt hơn, dẫn đến hiệu năng công ty cao hơn và giảm bớt chi phí đại diện. Chi phí đại

diện là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt của công ty, nghiên

cứu của Dittmar và các cộng sự (2003) đưa ra kết quả là các công ty thuộc các quốc

gia có việc bảo vệ quyền cổ đông không tốt thì có xu hướng nắm giữ tiền mặt nhiều

hơn các công ty ở các quốc gia có việc bảo vệ quyền cổ đông tốt hơn.

2.2. Các bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay

đổi lượng tiền mặt được nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập

bất ổn và chi phí đại diện

Khi xem xét vấn đề tác động của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt

được nắm giữ, đã có rất nhiều các nghiên cứu lên quan. Trong phần này tác giả

trưng ra các bằng chứng cho thấy dòng tiền là một trong những yếu tố quan trọng

ảnh hưởng đến lượng tiền mặt được nắm giữ. Tuy nhiên, trước hết tác giả sẽ trưng

9

ra các nghiên cứu chứng minh lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ có ảnh

hưởng lớn đến giá trị doanh nghiệp nên việc xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến

lượng tiền mặt được nắm giữ là vấn đề cần thiết và rất được giới học thuật quan

tâm. Đã có rất nhiều nghiên cứu cho thấy ảnh hưởng của lượng tiền mặt được nắm

giữ đến giá trị công ty. Cụ thể:

Năm 2004, Pinkowitz và Williamson đã trưng ra bằng chứng cho thấy, giá trị của

một đồng USD tiền mặt của doanh nghiệp được thị trường định giá là khoảng 0.97

USD. Các yếu tố như chất lượng và tính ổn định của cơ hội đầu tư, khả năng xảy ra

kiệt quệ tài chính cũng như khả năng tiếp cận thị trường vốn sẽ ảnh hưởng đến

quyết định của nhà đầu tư đối với giá trị tiền mặt do công ty nắm giữ. Tiền mặt do

các công ty có cơ hội tăng trưởng tốt nắm giữ được định giá cao hơn so với tiền mặt

do các công ty có cơ hội tăng trưởng thấp nắm giữ, Hơn nữa, tiền mặt do các công

ty có các kế hoạch đầu tư ổn định hoặc các công ty bị kiệt quệ tài chính nắm giữ

cũng bị định giá thấp hơn so với các công ty khác. Năm 2006, Faulkender và Wang

đã trưng ra bằng chứng cho thấy, các công ty không gặp nhiều trở ngại trong việc

huy động vốn khi cần thiết thì không nên giữ quá nhiều tiền mặt, các cổ đông sẽ

không đánh giá cao hành động giữ tiền trong trường hợp này bởi vì điều đó sẽ phát

sinh thêm các loại chi phí, đáng kể nhất là chi phí đại diện. Năm 2007, Dittmar và

Mahrt-Smith đã tìm ra kết quả cho thấy, vấn đề quản trị doanh nghiệp có tác động

đáng kể đối với giá trị doanh nghiệp, được biểu hiện thông qua ảnh hưởng đối với

giá trị tiền mặt. Theo đó, giá trị thị trường của lượng tiền mặt dư thừa sẽ mất đi một

nửa khi nằm trong tay các doanh nghiệp có năng lực quản trị kém. Năm 2015,

Nguyễn Thị Liên Hoa và các cộng sự đã tìm thấy rằng, ở mức độ nắm giữ tiền mặt

thấp, doanh nghiệp sẽ gia tăng tỷ lệ nắm giữ này để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp,

gia tăng tính thanh khoản. Tuy nhiên, khi vượt qua lượng tiền nắm giữ tối ưu, do

phải đối mặt với tình trạng bất cân xứng thông tin giữa bên trong và bên ngoài,

doanh nghiệp sẽ bắt đầu điều chỉnh lượng tiền mặt để giảm đi chi phí đại diện.

10

Như vậy có thể nói, tiền mặt là yếu tố quan trọng tác động đến giá trị của môt doanh

nghiệp, chính vì vậy, các yếu tố ảnh hưởng đến lượng tiền mặt được nắm giữ trong

một doanh nghiệp cũng luôn là vấn đề được các nhà nghiên cứu thế trên thế giới và

tại Việt Nam quan tâm đến. Có rất nhiều nghiên cứu về ảnh hưởng của dòng tiền lên

độ biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty, trong đó các

nghiên cứu đều xem xét sự ảnh hưởng này trong các điều kiện tài chính khác nhau

như hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện. Cụ thể:

Đối với yếu tố hạn chế tài chính có ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt

được nắm giữ của các công ty do ảnh hưởng của dòng tiền, trên thế giới và trong

nước đã có các nghiên cứu sau:

Năm 2004, Almeida và các cộng sự trưng ra bằng chứng cho thấy, dòng tiền chính

là 32Tyếu tố quan trọng quyết định32T 32Tđối với32T 32Tnhững thay đổi32T 32Ttrong32T 32Ttài khoản32T 32Ttiền mặt của

các công ty.32T Almeida và các cộng sự (2004) cho rằng, những nhà quản trị tiền mặt

sẽ gặp khó khăn trong việc thực hiện các quyết định tài chính khi công ty phải đối

mặt với hạn chế tài chính. Sử dụng mô hình tối đa hai giai đoạn, Almeida và các

cộng sự (2004) thấy rằng, nắm giữ tiền tốn chi phí bởi vì giữ tiền sẽ khiến công ty

cắt giảm các khoản đầu tư trong hiện tại. Vì thế, những công ty bị hạn chế tài chính

sẽ phải theo đuổi một chính sách nắm giữ tiền mặt tối ưu để cân bằng lợi nhuận và

chi phí từ sự đánh đổi giữa việc thực hiện các cơ hội đầu tư hiện tại và cơ hội đầu tư

trong tương lai. Kết quả là, lượng tiền mặt được nắm giữ sẽ tăng lên từ ảnh hưởng

của dòng tiền trong trường hợp công ty phải đối mặt với hạn chế tài chính.

Năm 2006, Whited và cộng sự lý giải rằng, trong một thị trường vốn cạnh tranh

không hoàn hảo, chi phí sử dụng vốn của nguồn tài trợ nội bộ thấp hơn chi phí sử

dụng vốn của các nguồn vốn huy động từ bên ngoài, trong khi đó những công ty bị

hạn chế tài chính khó tiếp cận với các nguồn vốn bên ngoài, và chi phí sử dụng

nguồn tài trợ bên ngoài sẽ trở nên rất đắt đỏ, vì thế, quyết định đầu tư ở các công ty

này phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ nội bộ. Các công ty bị hạn chế tài chính sẽ

cắt giảm cổ tức chi trả để gia tăng nguồn vốn nội bộ, làm nguồn tài trợ cho đầu tư.

Cũng trong thời gian này, Khurana và các cộng sự (2007) đã tìm thấy bằng chứng

11

cho thấy các công ty có quy mô nhỏ sẽ có sự biến động nhiều trong lượng tiền mặt

được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền.

Năm 2007, Han và Qiu tìm thấy sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn ở các công ty có quy mô nhỏ, các công

ty chi trả cổ tức thấp và các công ty không được xếp hạng. Lin (2007) cho rằng, sự

thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn đối

với các công ty có mối tương quan âm giữa đầu tư và cổ tức ở Trung Quốc.

Năm 2015, Nguyễn Thị Uyên Uyên và các cộng sự khi nghiên cứu về ảnh hưởng

của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt mà doanh nghiệp nắm giữ trong

điều kiện hạn chế tài chính, đã phát hiện ra rằng các công ty nắm giữ nhiều tiền, dễ

có khả năng nắm bắt được các cơ hội đầu tư tốt, không phụ thuộc vào các nguồn

vốn đắt đỏ bên ngoài và do vậy, giá trị công ty sẽ tăng. Với những công ty có ít cơ

hội đầu tư và tồn tại tình trạng thông tin bất cân xứng, thường là các công ty có quy

mô nhỏ, khó tiếp cận với thị trường vốn nên cổ đông có xu hướng ưa thích doanh

nghiệp giữ lại lợi nhuận để tái đầu tư thay vì chia cổ tức bằng tiền mặt cao, nhằm

tránh cho doanh nghiệp phải huy động vốn trên thị trường tài chính với chi phí sử

dụng vốn cao.

Đối với yếu tố thu nhập bất ổn có ảnh hưởng đến mức độ thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ do ảnh hưởng của dòng tiền, trên thế giới và trong nước đã có

các nghiên cứu sau:

Năm 2007, Acharya và các cộng sự đã mở rộng mô hình kiểm định sự thay đổi

trong lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ từ sự biến động của dòng tiền bằng

cách kết hợp xu hướng nắm giữ tiền và xu hướng phát hành nợ. Acharya và các

cộng sự (2007) xem xét liệu tiền mặt có phải là một khoản nợ âm. Tức là các công

ty có luôn dùng tiền mặt từ ảnh hưởng của dòng tiền vượt trội để thanh toán cho các

khoản nợ. Acharya và các cộng sự (2007) kết luận rằng, đối với các công ty phải đối

mặt với hạn chế tài chính và nhu cầu bảo hiểm rủi ro trong tương lai cao, tiền không

thể xem là một khoản nợ âm khi các công ty thiên về giữ tiền mặt hơn là trả các

khoản nợ nhằm đảm bảo được các nghĩa vụ tài chính trong tương lai khi có một sự

12

sụt giảm trong dòng tiền, những công ty này luôn thích một lượng tiền mặt dương

hơn là một mức nợ âm. Ngược lại, đối với những công ty bị hạn chế tài chính nhưng

nhu cầu bảo hiểm rủi ro thấp và những công ty không có hạn chế tài chính thì tiền

mặt có thể xem là một khoản nợ âm: các công ty sẽ dành tiền mặt để trả nợ. Bởi vì

nhu cầu bảo hiểm rủi ro trong nghiên cứu của họ được xác định bằng mối tương

quan giữa dòng tiền và cơ hội đầu tư, Acharya và các cộng sự (2007) thấy rằng, rủi

ro thiếu hụt thu nhập đã tạo nên khuynh hướng nắm giữ tiền của các công ty. .

Năm 2009, Riddick và Whited trong nghiên cứu của mình đã cho thấy chính sách

giữ tiền của các công ty không chỉ phụ thuộc vào các chi phí sử dụng vốn bên ngoài

mà còn phụ thuộc vào mức độ không chắc chắn của thu nhập mà công ty phải đối

mặt. Cú sốc thu nhập có quyết định đến lượng tiền mặt được công ty nắm giữ và sự

biến động trong lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ không chỉ do chi phí sử

dụng nguồn vốn bên ngoài. Riddick và Whited (2009) cũng đã thực hiện ước tính

phương trình tiền mặt dạng rút gọn thông qua việc sử dụng kỹ thuật ước tính GMM

dựa trên mô hình sai số. Ước tính GMM của Riddick và Whited (2009) cho thấy, hệ

số dòng tiền âm ở 6 quốc gia khác nhau, vì thế Riddick và Whited (2009) đã kết

luận rằng, mối tương quan giữa sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty

nắm giữ và biến động dòng tiền là âm. Hơn nữa Riddick và Whited (2009) cũng cho

thấy, giá trị tuyệt đối của sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ sự biến

động của dòng tiền tăng cùng với tương quan chuỗi trong thu nhập và giảm với sự

biến động trong thu nhập. Riddick và Whited (2009) lập luận rằng, những công ty

có tương quan chuỗi trong thu nhập dương, tức là nếu trong tương lai, công ty có

tình hình nguồn vốn khả quan, không bị phụ thuộc vào các nguồn tài trợ từ bên

ngoài sẽ có xu hướng không nắm giữ tiền mặt. Ngược lại, đối với những công ty có

thu nhập tương quan chuỗi âm, tức là nếu trong tương lai, năng suất của công ty

giảm dẫn đến sự sụt giảm của thu nhập, các công ty sẽ có xu hướng gia tăng lượng

tiền mặt nắm giữ.

Gần đây nhất, năm 2014, D’Espallier và các cộng sự đã xem xét sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ sự biến động của dòng tiền trong phương trình tiền

13

mặt dạng rút gọn thông qua việc sử dụng phương pháp Bayesian. Kết quả của

D’Espallier và các cộng sự (2014) thể hiện rằng, chính mức biến động của thu nhập

chứ không phải là hạn chế tài chính, khiến cho các công ty gia tăng lượng tiền mặt

nắm giữ dưới tác động của dòng tiền. Các cú sốc thu nhập và biến động thu nhập

cao hơn là động lực tạo tấm đệm cho việc nắm giữ tiền mặt của công ty.

Đối với yếu tố chi phí đại diện có ảnh hưởng đến mức độ thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ do ảnh hưởng của dòng tiền, trên thế giới và trong nước đã có

các nghiên cứu sau:

Trong khi cả Almeida (2004); Riddick và Whited (2009) đều đề cập đến vấn đề đại

diện có ảnh hưởng đến các chính sách của công ty, thì họ lại không thừa nhận chi

phí đại diện có ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền được các công ty nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền trong mô hình kỳ vọng của họ. Tuy nhiên các

nghiên cứu khác đã cho thấy, sự thay đổi trong lượng tiền được các công ty nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền bị ảnh hưởng bởi vấn đề đại diện.

Jensen (1986) cho rằng, sự mâu thuẫn giữa các cổ đông và nhà quản lý sẽ gia tăng

khi công ty nắm giữ một lượng lớn tiền mặt. Lý thuyết dòng tiền tự do theo Jensen

(1986) cho rằng, các nhà quản lý có những lý do cá nhân để thực hiện đầu tư quá

mức. Nắm giữ nhiều tiền giúp các nhà quản lý dễ dàng theo đuổi những lợi ích

riêng của cá nhân bằng cách đầu tư quá mức làm ảnh hưởng đến lợi ích của các cổ

đông hoặc đầu tư dưới mức hoặc đầu tư vào các dự án không hiệu quả. Nói chung

dù bằng cách này hay cách khác, nắm giữ lượng tiền dư thừa khiến các nhà quản lý

tác động tiêu cực đến giá trị công ty. Chẳng hạn, một nhà quản lý có thể đảm bảo

cho vị trí công việc của cá nhân thông qua việc đầu tư quá mức, bởi vì họ khó bị sa

thải do có sự hiểu biết nhiều đối với các dự án đầu tư mới của mình, công ty cũng sẽ

ngại tìm những nhà quản lý thay thế, vì sẽ tốn thêm thời gian, chi phí đào tạo để

người mới có thể hiểu rõ được các dự án đầu tư mà nhà quản lý cũ để lại. Vì thế,

nhà quản lý có thể thực hiện một số lượng dự án đầu tư nhiều cho dù những dự án

này có thể có NPV âm. Nếu nhà quản lý tìm kiếm một lợi ích cá nhân bằng việc

nắm giữ một lượng tiền tăng thêm tối ưu, việc tăng lên trong lượng tiền nắm giữ từ

14

cú sốc dòng tiền sẽ tương quan dương với mức độ nghiêm trọng của vấn đề đại

diện. Jensen (1986) kết luận, công ty nên tối thiểu lượng tiền mặt nắm giữ để tránh

chi phí đại diện xuất hiện trong công ty.

Năm 2007, DeAngelo đã lập luận rằng, dự trữ quá nhiều tiền mặt không đem lại lợi

ích cho công ty bởi vì tích lũy tiền mặt có thể đem lại sự linh hoạt trong hoạt động

tài chính của công ty nhưng đồng thời cũng gây ra chi phí đại diện. Từ đó, nhà đầu

tư sẽ gây áp lực làm công ty đưa ra mức dự trữ tiền mặt hợp lý để phục vụ cho hoạt

động thường xuyên, dự phòng cho các rủi ro trong tương lai, nhưng đồng thời giảm

bớt chi phí đại diện. Thật vậy, việc quản lý, giám sát tốt hơn và tạo động lực tối đa

hóa giá trị công ty sẽ làm giảm mức đầu tư và lượng tiền dư thừa. Hơn nữa, dựa trên

sự bất cân xứng thông tin giữa công ty và nhà đầu tư bên ngoài, quyết định tài trợ

cho các dự án bằng nguồn tiền từ lợi nhuận giữ lại có thể giúp công ty quản lý được

những hoạt động của công ty thông qua việc tối thiểu hóa chi phí huy động từ bên

ngoài do bất cân xứng thông tin.

Nguyễn Thị Liên Hoa (2015) đã tìm thấy rằng, ở mức độ nắm giữ tiền mặt thấp,

doanh nghiệp sẽ gia tăng tỷ lệ nắm giữ này để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp, gia

tăng tính thanh khoản. Tuy nhiên khi vượt qua lượng tiền nắm giữ tối ưu, do phải

đối mặt với tình trạng bất cân xứng thông tin giữa bên trong và bên ngoài, doanh

nghiệp sẽ bắt đầu điều chỉnh lượng tiền mặt để giảm đi chi phí đại diện.

Từ những nghiên cứu trên đây có thể thấy giới học thuật trong nước và trên thế giới

đã dành mối quan tâm rất lớn đối với chủ đề sự biến động trong lượng tiền mặt

được các công ty nắm giữ do ảnh hưởng của dòng tiền trong điều kiện hạn chế tài

chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện. Bảng 2.1, 2.2, 2.3 thể hiện tóm tắt các

nghiên cứu chính được đề cập trong bài nghiên cứu.

15

Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu chính (1)

Nghiên Yếu Phương Kết quả

cứu tố tác pháp

động

Almeida Hạn OLS Những công ty bị hạn chế tài chính phải có một chính

và cộng chế sách tiền mặt tối ưu để cân bằng lợi nhuận và chi phí từ

sự tài việc đánh đổi đầu tư hiện tại và tương lai. Các công ty

(2004) chính này nên tăng lượng tiền nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng

tiền để chống lại các cú sốc kinh tế âm, tức là, thay đổi

lượng tiền mặt nắm giữ từ dòng tiền có tương quan

dương với sự tồn tại của những hạn chế tài chính.

Whited Hạn GMM Trong một thị trường vốn cạnh tranh không hoàn hảo, chi

và cộng chế phí sử dụng vốn của nguồn tài trợ nội bộ thấp hơn chi phí

sự tài sử dụng vốn của các nguồn vốn huy động từ bên ngoài

(2006) chính nên quyết định đầu tư ở các công ty bị hạn chế tài chính

phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ nội bộ. Các công ty

này sẽ cắt giảm cổ tức chi trả để gia tăng nguồn vốn bên

trong, làm nguồn tài trợ cho đầu tư.

Han và Hạn OLS Sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn ở các công ty có Qiu chế

quy mô nhỏ, các công ty chi trả cổ tức thấp và các công (2007) tài

ty không được xếp hạng. chính

Nguyễn Hạn FEM, Với những công ty có ít cơ hội đầu tư và tồn tại tình trạng

GMM thông tin bất cân xứng, thường là các công ty có quy mô Thị chế

nhỏ, khó tiếp cận với thị trường vốn nên cổ đông có xu Uyên tài

Uyên và chính hướng ưa thích doanh nghiệp giữ lại lợi nhuận để tái đầu

cộng sự tư, nhằm tránh cho doanh nghiệp phải huy động vốn trên

(2015) thị trường tài chính với chi phí sử dụng vốn cao.

16

Bảng 2.2: Tổng hợp các nghiên cứu chính (2)

Nghiên Yếu Phương Kết quả

cứu tố tác pháp

động

Acharya Thu 3SLS Rủi ro thiếu hụt thu nhập đã tạo nên khuynh hướng

và cộng sự nhập nắm giữ tiền của các công ty. Các công ty phải đối mặt

(2007) với hạn chế tài chính và nhu cầu bảo hiểm rủi ro trong bất

tương lai cao, sẽ thiên về giữ tiền mặt hơn là trả các ổn

khoản nợ để đảm bảo được các nghĩa vụ tài chính khi

có một sự sụt giảm dòng tiền trong tương lai.

Riddick & Thu OLS, Giá trị tuyệt đối của sự thay đổi trong lượng tiền mặt

Whited nhập GMM được nắm giữ từ sự biến động của dòng tiền tăng cùng

(2009) với tương quan chuỗi trong thu nhập và giảm với sự bất

biến động trong thu nhập. Những công ty có tương ổn

quan chuỗi trong thu nhập dương, tức là nếu trong

tương lai, công ty có tình hình nguồn vốn khả quan,

không bị phụ thuộc vào các nguồn tài trợ từ bên ngoài

sẽ có xu hướng không nắm giữ tiền mặt. Ngược lại, đối

với những công ty có thu nhập tương quan chuỗi âm,

tức là nếu trong tương lai, năng suất của công ty giảm

dẫn đến sự sụt giảm của thu nhập, các công ty sẽ có xu

hướng gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ.

D'Espallier Thu FEM, Chính mức biến động của thu nhập khiến cho các công

và cộng sự nhập GMM, ty tăng lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

(2014) SGMM, dòng tiền. Các cú sốc thu nhập và biến động thu nhập bất

Bayesian ổn cao hơn là động lực tạo tấm đệm tiền mặt. Điều này hỗ

trợ cho động cơ phòng ngừa trong việc nắm giữ tiền

mặt.

17

Bảng 2.3: Tổng hợp các nghiên cứu chính (3)

Nghiên Yếu tố Phương Kết quả

cứu tác động pháp

Jensen Chi phí OLS Nắm giữ nhiều tiền giúp các nhà quản lý dễ

(1986) đại diện dàng theo đuổi những lợi ích riêng của cá

nhân bằng cách đầu tư quá mức làm ảnh

hưởng đến lợi ích của các cổ đông hoặc đầu tư

dưới mức hoặc đầu tư vào các dự án không

hiệu quả. Nắm giữ lượng tiền dư thừa khiến

các nhà quản lý tác động tiêu cực đến giá trị

công ty. Công ty nên tối thiểu lượng tiền mặt

nắm giữ để tránh chi phí đại diện xuất hiện

trong công ty.

DeAngelo Chi phí Phân Dự trữ quá nhiều tiền mặt không đem lại lợi

và cộng sự đại diện tích Ex- ích cho công ty bởi vì tích lũy tiền mặt có thể

post đem lại sự linh hoạt trong hoạt động tài chính (2007)

của công ty nhưng đồng thời cũng gây ra chi

phí đại diện. Việc quản lý, giám sát tốt hơn và

tạo động lực tối đa hóa giá trị công ty sẽ làm

giảm mức đầu tư và lượng tiền dư thừa.

Nguyễn Chi phí Pooled Ở mức độ nắm giữ tiền mặt thấp, doanh

Thị Liên đại diện OLS, nghiệp sẽ gia tăng tỷ lệ nắm giữ này để tối đa

Hoa và REM, hóa giá trị doanh nghiệp, gia tăng tính thanh

cộng sự FEM, khoản. Tuy nhiên khi vượt qua lượng tiền nắm

(2015) GMM giữ tối ưu, do phải đối mặt với tình trạng bất

cân xứng thông tin giữa bên trong và bên

ngoài, doanh nghiệp sẽ bắt đầu điều chỉnh

lượng tiền mặt để giảm đi chi phí đại diện

18

DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 3.

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu của bài nghiên cứu được tác giả trích xuất từ báo cáo tài chính của các công

2

ty Việt Nam được niêm yết trên HSX và HNX trong giai đoạn 2008-2015. Từ cơ sở

P, để có được nguồn dữ liệu

dữ liệu của các công ty niêm yết trên HSX và HNXP1F

đáng tin cập cũng như phù hợp với nội dung nghiên cứu, tác giả xây dựng mẫu như

sau:

Loại các công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng ra khỏi mẫu vì các

khoản mục trong báo cáo tài chính và quy định kế toán của các công ty thuộc các

ngành này có tính đặc thù, không phù hợp cho mục tiêu nghiên cứu của tác giả.

Loại các công ty có ít hơn 5 quan sát liên tục ra khỏi mẫu để có thể đưa ra kết quả

và dự báo xu hướng chính xác hơn. Trong nghiên cứu này, tác giả chọn giai đoạn

nghiên cứu 8 năm từ năm 2008 đến năm 2015. Do có sử dụng biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ bởi các công ty nên dữ liệu cần ít nhất 3 quan sát,

nhưng các số liệu các năm trước 2007 khó thu thập vì vậy tác giả quyết định chọn

giai đoạn nghiên cứu bắt đầu từ năm 2008.

Loại các công ty bị khuyết số liệu báo cáo tài chính trong giai đoạn nghiên cứu.

Ngoài ra, nghiên cứu cũng loại bỏ các quan sát có số liệu lớn đột biến, bất thường

nhằm đảm bảo độ tin cậy và khách quan đối với kết quả nghiên cứu.

Sau khi sàng lọc, tác giả thu thập được mẫu dữ liệu của 253 công ty phi tài chính

được niêm yết từ năm 2008 đến năm 2015, dữ liệu thể hiện ở dạng bảng bất cân

xứng với 1,777 quan sát. Nguồn dữ liệu thu thập từ báo cáo tài chính trên các trang

dữ liệu chứng khoán tài chính là www.vietstock.vn và www.cafef.vn.

3.2. Phương pháp nghiên cứu

3.2.1. Mô hình nghiên cứu, mô tả biến và các giả thuyết kỳ vọng 2 Tính đến ngày 31/12/2015, tổng số công ty được niêm yết trên HNX và HSX là

684 (theo báo cáo thường niên 2015 của HNX và HSX).

19

Mô hình nghiên cứu, mô tả biến 3.2.1.1.

Mô hình 1: Bài nghiên cứu ước tính biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền dựa trên phương trình tiền mặt dạng rút gọn được phát

triển bởi Ameida và cộng sự (2004), được sử dụng trong các nghiên cứu sau này,

điển hình là trong nghiên cứu của D’Espallier (2014). Mô hình (1) thể hiện mối

quan hệ giữa biến động trong lượng tiền được các công ty nắm giữ với dòng tiền,

quy mô công ty và giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của các công ty như sau:

(ΔCHRi,tR/TARi,tR) = βR0 R+ βR1R(CFRi,tR/TARi,tR) + βR2RlnTARi,t R+ βR3RMBRi,t-1R + µRiR + µRi,t R(1)

Trong đó:

Biến phụ thuộc: (ΔCHRi,tR/TARi,tR): biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ.

Biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ thể hiện sự thay đổi lượng tiền mặt

được nắm giữ trong doanh nghiệp của năm nay so với năm trước, và được tính tỷ lệ

trên tổng tài sản của doanh nghiệp. Trong đề tài này tác giả xác định độ biến động

của lượng tiền mặt được nắm giữ theo nghiên cứu của D’Espallier (2014). Tác giả

à

ươ

đươ

ủ

ô

à

ươ

đươ

ủ

ô

ă

đo lường độ thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ theo công thức:

à

Tiền v

t

ng

ng tiền c

a c

ng tiền c

a c

ng ty i n

t

ă ng

i sản của công ty i n

m t

ng ty i năm t − Tiền v Tổng t

=

ΔCHRi,tR/TARi,t m (t−1)

Trong đó tiền và tương đương tiền bao gồm tiền mặt tại quỹ, tiền đang chuyển, tiền

gửi ngân hàng, các khoản đầu tư tài chính ngắn hạn có thời hạn dưới ba tháng.

Các biến độc lập bao gồm:

(CFRi,t R/ TARi,tR): dòng tiền mặt.

Để xác định tác động của dòng tiền lên mức độ thay đổi trong lượng tiền mặt được

nắm giữ của các công ty, tác giả sử dụng biến độc lập là dòng tiền được đo lường

ã

như sau:

(CFRi,t R/ TARi,tR) = L i sau thuế của công ty i năm t + Khấu hao của công ty i năm t

Tổng tài sản của công ty i năm t

Ln TARi,tR: là tổng tài sản, đại diện cho quy mô của công ty.

Theo Erickson và Whited (2000), Almeida và cộng sự (2004), Almeida và

Campello (2007) quy mô là một biến đại diện cho hạn chế tài chính. Công ty có quy

mô càng lớn thì khả năng tiếp cận nguồn vốn bên ngoài nhờ vào sự đảm bảo của

20

tổng tài sản, thương hiệu, tiếng tăm sẽ càng cao. Chính vì vậy công ty càng lớn càng

ít bị hạn chế tài chính. Việc tính logarit tự nhiên của tổng tài sản nhằm tránh tình

trạng phân phối lệch.

Ln TARi,tR = Ln(Tổng tài sản của công ty i năm t)

MBRi,t-1R: là giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được đo lường cuối năm trước của

năm tài chính t.

Theo Almeida và các cộng sự (2004), chính sách nắm giữ tiền của một công ty bị

hạn chế tài chính luôn bị ảnh hưởng bởi khả năng thu hút đầu tư trong tương lai, vì

vậy trong mô hình tiền mặt rút gọn, Almeida và các cộng sự (2004) đã sử dụng tỉ số

giá trị thị trường trên giá trị sổ sách để thể hiện khả năng thu hút vốn trong tương

lai. Tỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách cao sẽ thu hút được các nhà đầu tư bên

ngoài (Islam và Mozumdar, 2007). Bởi vì nếu một công ty có giá thị trường của cổ

phiếu cao hơn giá trị ghi sổ sẽ hàm chứa thông tin cho thấy công ty đang có tình

hình kinh doanh tốt đẹp với mức thu nhập trên tài sản cao. Ngược lại, khi tỷ số giá

trị thị trường trên giá trị sổ sách quá thấp và thấp hơn 1, thì lại cho thấy thu nhập

trên tài sản của công ty thấp hay giá trị tài sản bị đánh giá cao hay cổ phiếu của

công ty đang bị định giá thấp. Bởi vì các nhà đầu tư bên ngoài sẽ dựa vào tỉ số giá

trị thị trường trên giá trị sổ sách quá khứ (năm t-1) để quyết định có nên đầu tư vào

công ty hay không, vì vậy, để sát thực với thực tế, tác giả sẽ lấy biến MB có độ trễ 1

năm, tức là giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của công ty được đo lường cuối

năm trước của năm tài chính quan sát. Biến này được tính như sau:

MBRi,t-1

= Số lượng cổ phiếu lưu hành∗giá đóng cửa của cổ phiếu của công ty i cuối năm t−1 µRiR là những tác động không thể quan sát được và uRi,t Rlà sai số của phương trình. Vốn chủ sở hữu công ty i năm (t−1)

Bài nghiên cứu cũng đưa vào mô hình biến giả thời gian để xem xét ảnh hưởng từ

sự thay đổi chính sách nắm giữ tiền của các công ty qua các năm. Trong mô hình

này hệ số thể hiện sự thay đổi trong lượng tiền nắm giữ của các công ty từ ảnh

hưởng của dòng tiền chính là β1.

Mô hình 2: Để ước tính ảnh hưởng của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ cho từng công ty thay vì cho cả mẫu, tác giả sử dụng phương

21

trình (2) với hệ số hồi quy không đồng nhất đã được sử dụng trong nghiên cứu của

D’Espallier (2014) như sau:

(ΔCHRi,tR/TARi,tR) = βR0 R+ βR1,iR(CFRi,tR/TARi,tR) + βR2RlnTARi,t R+ βR3RMBRi,t-1R + µRiR + µRi,t R(2)

Trong mô hình (2), các biến (ΔCHRi,tR/TARi,tR), (CFRi,tR/TARi,tR), TARi,tR, MBRi,t-1R được tính

toán tương tự như mô hình (1). Mô hình (2) sẽ cho ra các ước tính thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền với mỗi công ty riêng biệt

qua hệ số βR1,iR.

Tác giả cho rằng, có những lợi ích đáng kể trong việc phân tích ước tính thay đổi

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty.

Thứ nhất, khi ước tính sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

của sự biến động trong dòng tiền ở cấp độ công ty, tác giả sẽ không cần phải phân

loại mẫu, không cần phải sử dụng các tiêu chí khác nhau để kiểm định độ nhạy cảm

của lượng tiền mặt được nắm giữ từ sự tác động của dòng tiền khác nhau trong điều

kiện hạn chế tài chính (như quy mô, tỷ lệ thanh toán, tuổi hoạt động, giá thương

phiếu, v.v…). Vì tiêu chí này không chỉ ra một sự phân biệt rõ ràng giữa các mức

thay đổi tiền mặt từ ảnh hưởng của dòng tiền khác nhau trong một thị trường vốn

không hoàn hảo.

Thứ hai, biến dòng tiền có thể bị nội sinh trong phương trình tiền mặt dạng rút gọn

(Erickson và Whited, 2006; Whited, 2001; Riddick và Whited, 2009) dẫn đến vi

phạm các giả thuyết của các hồi quy truyền thống. Theo đó, lợi ích thứ hai của phân

tích độ nhạy cảm trong mức độ tiền mặt mà các công ty nắm giữ dưới tác động của

sự biến động trong dòng tiền là tránh được việc sử dụng ước tính mẫu ẩn chứa vi

phạm nội sinh trong phương trình dạng rút gọn.

Thứ ba, việc ước tính thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty

từ ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty phù hợp hơn khi xem xét đến tác động

của hạn chế tài chính, bởi vì hạn chế tài chính ở đây là do tình trạng bất cân xứng

thông tin diễn ra đối với một công ty độc lập chứ không phải là một mẫu. Vì thế,

một khuôn khổ mô hình kiểm tra thực nghiệm hạn chế tài chính nên tính toán các hệ

số cho từng công ty thay vì tính toán một hệ số cho tất cả các công ty trong mẫu

22

(Cleary và D’Espallier, 2007). Điều này cho phép tác giả xem xét những điểm khác

nhau giữa các công ty thay vì thông tin của một tập mẫu với chỉ một hệ số ước tính

thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ từ ảnh hưởng của sự biến

động trong dòng tiền.

Cuối cùng, trong nghiên cứu này tác giả sử dụng cả phân tích đơn biến và phân tích

đa biến, để phân tích tác động của từng yếu tố đến sự khác biệt trong thay đổi lượng

tiền mặt được các công ty nắm giữ từ ảnh hưởng của sự biến động trong dòng tiền

của các công ty. Bằng việc chỉ ra yếu tố ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được các công ty nắm giữ dưới tác động của sự biến động trong dòng tiền của

các công ty sẽ cho phép tác giả đưa ra một sự xét đoán chính xác hơn rằng hạn chế

tài chính không phải là động lực của việc nắm giữ tiền của các công ty.

Tuy nhiên từ quan điểm kỹ thuật, thật không dễ để ước tính phương trình (2). Bởi

vì:

Thứ nhất, phương trình này không phù hợp với dạng hàm của mô hình dữ liệu dạng

bảng như mô hình FEM hay REM. Hơn nữa các mô hình đã biết trước đây có hệ số

chặn không đồng nhất nhưng không có hệ số độ dốc không đồng nhất.

Thứ hai, số lượng tham số ước tính được sẽ khá lớn với các dữ liệu kỳ vọng, cho

từng doanh nghiệp, tham số i cần để ước tính hệ số chặn uRiR, cần thêm tham số i để

ước tính hệ số βRiR, vì thế số lượng các tham số tăng lên đến (2i+3) với số quan sát là

(i x t). Khi số lượng tham số quá lớn với dữ liệu, ước tính tham số sẽ không ổn định

và không đáng tin cậy. Điều này khiến việc thực hiện các dạng hồi quy truyền thống

thất bại.

Thứ ba, ước tính phương trình (2) sử dụng kỹ thuật OLS truyền thống sẽ có nhiều

giả định, ngoài các giả định về ngoại sinh, phương trình còn đòi hỏi sai số độc lập

với các biến hồi quy và thường được viết là: E(u/X)=0, đây là một giả định đối với

hệ số chặn không đồng nhất cũng như độ dốc không đồng nhất. Các tài liệu kinh tế

cho thấy rằng, những giả định này không bao giờ có trong thực tế và đặc biệt là

không thể có dữ liệu thực nghiệm. Vấn đề này rất nghiêm trọng đối với nghiên cứu

thực nghiệm vì kết quả sẽ đưa ra những tham số không chính xác và kỹ thuật của

23

mô hình không đáng tin cậy (Fraser, 2000). Để giải quyết những khó khăn về kỹ

thuật khi xử lý mô hình (2), tác giả sẽ sử dụng phương pháp Bayesian để ước tính

thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cho từng

3

công ty.P2F

Để kiểm định các tác động của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được

các công ty nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính, thu nhập không chắc chắn và

chất lượng quản trị doanh nghiệp ở mức độ công ty, tác giả sử dụng phương pháp

Bayesian trong phân tích Ex-post. Tổng quan về cách xác định các nhóm biến và

các thống kê ban đầu để thực hiện phân tích Ex-post được thể hiện dưới đây:

Nhóm biến đo lường các hạn chế tài chính

Nghiên cứu xem xét các yếu tố đại diện cho hạn chế tài chính và kỳ vọng những yếu

tố này sẽ có mối tương quan dương với sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các

công ty nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền. Vì thế tiếp theo, tác giả xác định biến

đại diện cho hạn chế tài chính.

Fazzari và các cộng sự (1988), Han và Qiu (2007) và các nghiên cứu sau đó đều sử

dụng tỉ lệ thanh toán cổ tức để đại diện cho hạn chế tài chính, D’Espallier và cộng

sự (2014) sử dụng tỷ lệ cổ tức trên tổng tài sản và biến giả thể hiện công ty có chia

cổ tức hay không để làm biến đại diện cho hạn chế tài chính. Kế thừa những nghiên

cứu này, tác giả sử dụng tỷ lệ cổ tức trên tổng tài sản và biến giả thể hiện công ty có

chia cổ tức hay không để đại diện cho hạn chế tài chính bởi vì công ty có tỷ lệ cổ

tức trên tổng tài sản càng thấp thể hiện khả năng thanh khoản thấp, đây là một đặc

điểm của hạn chế tài chính. Những công ty có mức chi trả cổ tức thấp là công ty có

nhiều hạn chế tài chính, vì các công ty sẽ chi trả cổ tức thấp để giữ lại nguồn tài trợ

nội bộ cho đầu tư. Như vậy, biến tỷ lệ cổ tức trên tổng tài sản được tác giả kỳ vọng

3 Bài nghiên cứu có giới thiệu chi tiết về phương pháp Bayesian được thể hiện ở

có mối tương quan âm với hạn chế tài chính.

phần phụ lục 1 về ước tính Bayesian.

24

Cổ tức của công ty i năm t

Dividents/TA =

Tổng tài sản của công ty i năm t

Dum dividend: là biến giả thể hiện công ty có chia cổ tức hay không, bằng 1 nếu

công ty có chia cổ tức, và bằng 0 nếu ngược lại.

Tác giả cũng sử dụng tỉ lệ nợ và lãi vay của công ty là những biến khác đại diện cho

hạn chế tài chính bởi vì một công ty khi có tỉ lệ nợ thấp, lãi vay thấp sẽ hấp dẫn với

các nhà đầu tư bên ngoài. Theo Hovakimian và Titman (2006), một công ty có mức

đòn bẩy tài chính cao khiến các nhà đầu tư e ngại về tính rủi ro khi đầu tư vào công

ty, vì vậy công ty khó tiếp cận được các nguồn vốn bên ngoài so với các công ty có

mức độ đòn bẩy tài chính thấp hơn. Như vậy, biến tỉ lệ nợ và lãi vay tác giả kỳ vọng

có mối tương quan dương với hạn chế tài chính. Những biến này được tác giả tính

như sau:

ổ

Debt rate

Nợ dài hạn của công ty i năm t + Nợ ngắn hạn của công ty i năm t

T

ng nợ của công ty i năm t

= Interest: Lãi vay của công ty i năm t

Financial debt rate=

Nợ tài chính công ty i năm t

Tổng nợ công ty i năm t

Tính thanh khoản cũng là một yếu tố được tác giả sử dụng đại diện cho hạn chế tài

chính, các công ty khi cạn kiệt nguồn vốn nội bộ sẽ có tính thanh khoản thấp

(Kaplan và Zingales, 1997; Mc Mahon, 2001). Việc thiếu khả năng thanh khoản

làm cho công ty mất đi cơ hội nhận được các khoản chiết khấu ưu đãi hay cơ hội

kiếm thêm lợi nhuận. Đồng thời, thanh khoản gặp khó khăn cũng khiến cho khả

năng điều hành bị hạn chế. Biến này được tác giả kỳ vọng sẽ tương quan âm với

hạn chế tài chính.

CH/TA =

Tổng tài sản của công ty i năm t

Tiền và tương đương tiền của công ty i năm t

EIBT/TA cũng là biến được tác giả sử dụng đại diện cho hạn chế tài chính. Bởi vì

những công ty có thu nhập trước thuế và trước lãi vay cao ít gặp phải hạn chế tài

25

chính hơn so với các công ty có thu nhập trước thuế và trước lãi vay thấp. Điều này

ậ

hàm ý rằng, EBIT/TA càng cao thì công ty càng ít bị hạn chế tài chính.

EBIT/TA =

p trước thuế trước lãi vay cuả công ty i năm t

Thu nh

Tác giả sử dụng biến tăng trưởng doanh thu để đại diện cho hạn chế tài chính bởi vì Tổng tài sản của công ty i năm t

doanh nghiệp có mức tăng trưởng doanh thu cao sẽ thu hút được nhiều nguồn tài trợ

bên ngoài (Whited và Wu, 2006), doanh nghiệp có tỷ lệ tăng trưởng doanh thu cao

thường đang trong giai đoạn phát triển mạnh, thị phần tăng hoặc đang mở rộng kinh

doanh sang các thị trường hoặc lĩnh vực mới. Những doanh nghiệp có mức tăng

trưởng doanh thu ổn định ở mức cao luôn được các nhà đầu tư đặc biệt quan tâm.

Mối tương quan âm được tác giả kỳ vọng cho sự liên hệ giữa tăng trưởng doanh thu

và hạn chế tài chính. Cụ thể biến này được tác giả tính như sau:

Sales growth

= Doanh thu của công ty i năm t−Doanh thu của công ty i năm (t−1) Doanh thu của công ty i năm (t−1) Tỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách cũng được tác giả sử dụng để đại diện cho

hạn chế tài chính. Tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách được tác giả kỳ vọng sẽ

tương quan âm với hạn chế tài chính.

MB: Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách công ty i năm t

Tác giả kế thừa nghiên cứu của Erickson và Whited (2000), Almeida và cộng sự

(2004), Almeida và Campello (2007), sử dụng quy mô công ty, số năm công ty hoạt

động là các biến đại diện cho hạn chế tài chính. Công ty có quy mô càng lớn thì khả

năng tiếp cận nguồn vốn bên ngoài nhờ vào sự đảm bảo của tổng tài sản, thương

hiệu, tiếng tăm sẽ càng cao. Chính vì vậy công ty càng lớn càng ít hạn chế tài chính.

Tương tự đối với các công ty hoạt động càng lâu, các mối quan hệ với đối tác, ngân

hàng càng nhiều sẽ giúp việc huy động nguồn vốn bên ngoài dễ dàng hơn.

Age: Số năm hoạt động của công ty tính từ năm công ty thành lập đến năm quan

sát.

Ln TA: là tổng tài sản, đại diện cho quy mô công ty

26

Tác giả còn sử dụng các biến tỷ lệ đầu tư và sự phụ thuộc nguồn tài trợ bên ngoài để

làm biến đại diện cho hạn chế tài chính, bởi vì khi việc đầu tư của doanh nghiệp

phải phụ thuộc vào nguồn tài trợ đắt đỏ bên ngoài, công ty đang phải đối mặt với

hạn chế tài chính khi không thể tự trang trải bằng nguồn vốn nội bộ sẵn có. Cụ thể

à

đ

ă

à

đ

ă

các biến được tác giả tính như sau:

T

à ịnh của công ty i n

m t – T

i sản cố

ịnh của công ty i n

Inv/TA

m (t−1) =

i sản cố External financial dependent

Tổng t

i sản của công ty i năm t

Đầu tư của công ty i năm t

Đầu tư công ty i năm t−Thu nhập ròng công ty i năm t

=

-

Khấu hao TSCĐ công ty i năm t−Thu nhập từ thanh lý tài sản công ty i năm t Đầu tư của công ty i năm t Tất cả các yếu tố trên: quy mô và số năm hoạt động, hay các yếu tố khác liên quan

đến tính thanh khoản, khả năng trả nợ cho phép xét đoán liệu rằng biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao có phải là do các hạn

chế tài chính hay không?

Nhóm biến đo lường thu nhập bất ổn

Thu nhập bất ổn được tác giả đo lường bằng độ lệch chuẩn của thu nhập hoạt động

trên tổng tài sản, độ lệch chuẩn của doanh thu thuần trên tổng tài sản và độ lệch

chuẩn của lãi ròng trên tổng tài sản (D’Espalier và các cộng sự, 2014). Theo thứ tự

trong báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh, doanh thu thuần là yếu tố đầu tiên xem

xét khi nhắc đến các yếu tố tác động đến thu nhập. Doanh thu thuần là tất cả số tiền

bán hàng được tạo ra bởi một công ty. Doanh thu cho thấy được khả năng tạo ra thu

nhập khi chưa tính tới các khoản chi phí phát sinh trong quá trình hoạt động của

doanh nghiệp. Tăng doanh thu là tăng lượng tiền của doanh nghiệp đồng thời tăng

lượng hàng bán ra thị trường khi được thị trường chấp nhận. Tổng doanh thu có

quan hệ tỷ lệ thuận với tổng mức lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp. Nếu

doanh thu tăng lên thì lợi nhuận sau thuế thu nhập doanh nghiệp của doanh nghiệp

cũng tăng lên một cách tương ứng (xem các khoản chi phí không đổi).

27

Standard deviation LnSales = Độ lệch chuẩn của LnSales ít nhất 5 năm liên tiếp.

Với: LnSales = Ln(Doanh thu của công ty i trong năm t)

EBIT là tất cả các khoản thu nhập của công ty trước khi tính các khoản thanh toán

tiền lãi vay và thuế thu nhập. Một yếu tố quan trọng đóng vai trò giúp cho EBIT

được sử dụng rộng rãi là EBIT đã loại bỏ sự khác nhau giữa cấu trúc vốn và thuế

suất giữa các công ty khác nhau. Do đã loại bỏ lãi vay và thuế, EBIT làm rõ hơn

khả năng tạo lợi nhuận của công ty, và từ đó giúp dễ dàng so sánh các công ty với

nhau.

Standard deviation EBIT/TA = Độ lệch chuẩn của EBIT/TA ít nhất 5 năm liên

ậ

tiếp.

Với: EBIT/TA =

p trước thuế trước lãi vay của công ty i năm t

Thu nh

Tổng tài sản của công ty i năm t

Lãi ròng là chỉ tiêu cuối cùng trên báo cáo tình hình hoạt động kinh doanh của

doanh nghiệp, đại diện cho doanh thu còn lại khi tất cả các chi phí hoạt động, lãi

vay, thuế và cổ tức cổ phiếu ưu đãi (nhưng không chia cổ tức cổ phiếu phổ thông)

đã được khấu trừ từ tổng doanh thu của công ty. Lãi ròng là một trong những chỉ

tiêu gần nhất thể hiện rõ thu nhập của công ty.

Standard deviation Netprofit/TA = Độ lệch chuẩn của Netprofit/TA ít nhất 5 năm

liên tiếp.

Với: Netprofit/TA =

Lãi sau thuế của công ty i năm t

Tổng tài sản của công ty i năm t

Kế thừa nghiên cứu của D’Espallier (2014), bài nghiên cứu cũng xem xét tương

quan chuỗi trong thu nhập đo lường bằng hệ số tự hồi quy bậc nhất của hồi quy

chuỗi thời gian AR(1) tức là hồi quy thu nhập trên thu nhập có độ trễ là một năm.

Thêm nữa bài nghiên cứu cũng xem xét tương quan chuỗi của thu nhập hoạt động

(EBIT/TA), thu nhập ròng trên tổng tài sản, doanh thu trên tổng tài sản. Nếu giữ

tiền mặt trong doanh nghiệp chủ yếu để làm giảm tác động của thu nhập bất ổn

(Acharya và cộng sự, 2007; Bates và các cộng sự, 2009; Riddick và Whited, 2009),

28

thì tương quan chuỗi của thu nhập sẽ tương quan âm với biến động trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền của công ty.

Serial correlation LnSales = Tương quan chuỗi của LnSales ít nhất 5 năm liên

tiếp.

Serial correlation EBIT/TA = Tương quan chuỗi của EBIT/TA ít nhất 5 năm liên

tiếp.

Serial correlation Netprofit/TA = Tương quan chuỗi của Netprofit/TA ít nhất 5

năm liên tiếp.

Nhóm biến đo lường chất lượng quản trị doanh nghiệp

Chi phí đại diện phát sinh do xung đột lợi ích giữa nhà quản lý và chủ sở hữu. Các

xung đột đại diện thông qua việc nắm giữ tiền mặt quá mức có thể được giảm bớt

bằng một hệ thống quản trị đầy đủ và chất lượng. Trên cơ sở này tác giả chọn hai

biến Board member và CEO duality thể hiện cho chất lượng quản tri doanh nghiệp

đại diện cho vấn đề đại diện của doanh nghiệp.

Biến Board member: số thành viên hội đồng quản trị. Kalcheva và Lins (2007) và

những nghiên cứu khác nhấn mạnh đến những yếu tố của ban giám đốc để cải thiện

chất lượng quản trị. Với tinh thần đó, tác giả sử dụng số thành viên của hội đồng

quản trị như một yếu tố đại diện cho chất lượng quản trị. Hai chức năng quan trọng

nhất của ban quản trị là tham mưu và giám sát (Raheja, 2005; Adams và Ferriera,

2007). Càng nhiều thành viên trong ban quản trị thì ban quản trị càng có nhiều kinh

nghiệm và hiểu biết, hội đồng quản trị có quy mô lớn hơn có thể đưa ra những lời

khuyên và sự tư vấn tốt hơn trong việc quản trị doanh nghiệp (Dalton và cộng sự,

1999). Hơn nữa, hội đồng quản trị có trách nhiệm giám sát, kỷ luật, và loại bỏ đội

ngũ quản lý không hiệu quả, để đảm bảo rằng các nhà quản lý theo đuổi lợi ích của

cổ đông, vì vậy, một ban quản trị có nhiều thành viên hơn giúp công ty có thể giám

sát tốt hơn.

Biến CEO duality: là biến giả CEO kiêm nhiệm, sẽ bằng 1 nếu chủ tịch hội đồng

quản trị cũng là giám đốc điều hành và bằng 0 nếu ngược lại. Bài nghiên cứu cũng

xây dựng các biến giả CEO kiêm nhiệm, biến này bằng 1 nếu chủ tịch hội đồng

29

quản trị cũng là CEO, tức là công ty có CEO kiêm nhiệm. Lý thuyết đại diện nhấn

mạnh đến sự độc lập trong quản lý của hội đồng quản trị như một điều kiện chính để

theo dõi và thực hiện chức năng kiểm soát, chính vì vậy các CEO kiêm nhiệm có

thể củng cố vai trò CEO bằng cách giảm hiệu quả của hội đồng quản trị trong việc

giám sát. Đối với nhiều lý do, CEO kiêm nhiệm tạo ra một bối cảnh thuận lợi để

cho phép CEO tham gia vào các cơ hội quản lý chiến lược của công ty. Đầu tiên,

CEO kiêm nhiệm phá vỡ sự cân bằng quyền lực giữa các CEO và hội đồng quản trị,

làm hạn chế hiệu quả của hội đồng quản trị trong việc kiểm soát các quyết định

quản lý. Bối cảnh CEO kiêm nhiệm, trong đó các giám đốc điều hành có một sức

mạnh hợp pháp ở cả đội ngũ quản lý và hội đồng quản trị vì vậy làm gia tăng ảnh

hưởng của CEO và dễ dàng thực hiện các quyết định quản lý đi chệch khỏi lợi ích

của cổ đông. Khi CEO cũng là chủ tịch hội đồng quản trị, người này có trách nhiệm

tạo ra những chiến lược quản trị của công ty và cũng sẽ là người đánh giá những

chiến lược này, điều này làm giảm chất lượng quản trị của công ty (Finkelstein và

D’ Aveni, 1994). CEO kiêm nhiệm làm tăng tính bất cân xứng thông tin giữa CEO

và hội đồng quản trị. CEO kiêm nhiệm có thể dễ dàng chỉnh sửa nội dung và thông

tin trong các cuộc họp quan trọng. Kết quả là, các CEO kiêm nhiệm có thể tận dụng

thông tin bất cân xứng gây ảnh hưởng vào các quá trình ra quyết định của hội đồng

quản trị. Như vậy, kết hợp các vị trí giám đốc điều hành và chủ tịch hội đồng quản

trị làm suy yếu hiệu quả của hội đồng quản trị trong việc kiểm soát và giám sát, do

đó làm tăng chi phí đại diện.

Các giả thuyết nghiên cứu 3.2.1.2.

Almeida và các cộng sự (2004) tìm ra bằng chứng rằng, những nhà quản trị tiền mặt

luôn phải cân nhắc là nên nắm giữ tiền để không phụ thuộc vào các nguồn tài trợ

bên ngoài hay dùng tiền đầu tư vào các dự án có NPV dương. Almeida và các cộng

sự (2004) cũng cho thấy các công ty sẽ gặp khó khăn khi đưa ra quyết định nếu

công ty phải đối mặt với tình trạng bị hạn chế tài chính. Khi các công ty đối mặt với

hạn chế tài chính, các nhà quản trị công ty sẽ ưu tiên nắm giữ tiền để tránh các chi

30

phí đắt đỏ từ việc sử dụng nguồn tài trợ từ bên ngoài. Almeida và các cộng sự

(2004) phân chia mẫu nghiên cứu thành các mẫu nhỏ dựa trên các đặc điểm hạn chế

tài chính, đã cho thấy biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ dòng tiền cao

hơn đối với các doanh nghiệp có thanh khoản thấp, các doanh nghiệp có quy mô

nhỏ và doanh nghiệp không có trái phiếu hoặc thương phiếu được xếp hạng.

Almeida và các cộng sự (2004) cho rằng biến động trong lượng tiền mặt từ ảnh

hưởng của dòng tiền dương liên quan đến sự tồn tại của những hạn chế tài chính.

Dựa trên các mô hình và bằng chứng thực nghiệm của Almeida và các cộng sự

(2004), tác giả kỳ vọng rằng càng phải đối mặt với nhiều hạn chế tài chính thì các

công ty càng gia tăng lượng tiền nắm giữ từ tác động của sự biến động trong dòng

tiền, từ đó tác giả xây dựng giả thuyết H1:

H1: Sự biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam từ

ảnh hưởng của dòng tiền có mối tương quan dương với sự tồn tại của hạn chế tài

chính.

Đối với ảnh hưởng của thu nhập không chắc chắn đến sự biến động trong lượng tiền

mặt được các công ty nắm giữ từ ảnh hưởng của sự biến động trong dòng tiền,

nghiên cứu của Acharya và các cộng sự (2007) cho thấy, các công ty bị hạn chế tài

chính chỉ nắm giữ tiền từ sự ảnh hưởng của dòng tiền khi nhu cầu bảo hiểm rủi ro

cao, còn khi nhu cầu bảo hiểm rủi ro thấp các công ty này sẽ dùng tiền để trả nợ.

Acharya và các cộng sự (2007) thấy rằng, rủi ro thiếu hụt thu nhập đã tạo nên

khuynh hướng nắm giữ tiền của các công ty. Bates và các cộng sự (2009) cho rằng,

việc nắm giữ tiền tăng trong thời gian gần đây ít nhất có thể giải thích một phần

bằng việc tăng lên trong mức biến động của thu nhập do cạnh tranh. Theo Riddick

và Whited (2009), sự biến động lượng trong tiền mặt được nắm giữ của các công ty

phụ thuộc vào mức độ thu nhập không chắc chắn mà công ty phải đối mặt. Cú sốc

thu nhập có quyết định đến lượng tiền mặt được công ty nắm giữ và sự biến động

lượng tiền nắm giữ không chỉ do chi phí sử dụng nguồn tài trợ từ bên ngoài. Dựa

trên mô hình của Riddick và Whited (2009) và liên kết thực nghiệm giữa thu nhập

không chắc chắn và sự thay đổi trong việc nắm giữ tiền, tác giả bài nghiên cứu này

31

kỳ vọng một mức biến động thu nhập cao thì sẽ tạo ra một biến động trong lượng

tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao. Tác giả xây dựng giả thuyết

H2:

H2: Sự biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam từ

ảnh hưởng của dòng tiền tương quan dương với sự bất ổn trong thu nhập.

Lý thuyết dòng tiền tự do theo Jensen (1986) cho rằng, các nhà quản lý công ty có

xu hướng thực hiện số lượng cơ hội đầu tư nhiều cho dù có những dự án đem lại

NPV âm khi lượng tiền mặt được nắm giữ trong công ty dồi dào. Nếu nhà quản trị

tìm kiếm lợi ích cá nhân bằng việc nắm giữ lượng tiền tăng thêm tối ưu, việc tăng

lên trong lượng tiền nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền sẽ tương quan dương với

mức độ nghiêm trọng của vấn đề đại diện. Phù hợp với những phát hiện của

Pawlina và Renneboog (2005), việc quản lý, giám sát tốt hơn và tạo động lực tối đa

hóa giá trị công ty sẽ làm giảm mức đầu tư và lượng tiền dư thừa. Trên tinh thần của

các bài nghiên cứu trước, bài nghiên cứu ở thị trường Việt Nam của tác giả sẽ xem

xét mối tương quan giữa chất lượng ban quản trị và sự thay đổi trong lượng tiền mặt

được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền thông qua việc xây dựng và kiểm định

giả thuyết H3:

H3: Sự biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam từ

ảnh hưởng của dòng tiền tương quan âm với chất lượng quản trị.

Phương pháp nghiên cứu và trình tự thực hiện 3.2.2.

3.2.2.1. Phương pháp nghiên cứu

Đầu tiên, tác giả ước tính mô hình (1) dựa trên nghiên cứu của D’Espallier và các

cộng sự (2014) để đánh giá tác động của dòng tiền đến sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ ở các công ty Việt Nam. Tác giả sẽ sử dụng mô hình FEM,

GMM, SYS-GMM để hồi quy mô hình (1).

Tiếp theo, tác giả ước tính mô hình (2) để đánh giá tác động của dòng tiền đến sự

thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ cho từng công ty

32

trong mẫu nghiên cứu. Từ đây xác định được công ty nào có lượng tiền mặt nắm

giữ tăng lên hay giảm đi từ ảnh hưởng của dòng tiền.

Cuối cùng, tác giả căn cứ vào kết quả thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ

do ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty trong mẫu có được từ hồi quy phương

trình (2), tiến hành phân loại các công ty này theo tứ phân vị mức độ thay đổi lượng

tiền mặt được nắm giữ do ảnh hưởng của dòng tiền, và phân loại theo lượng tiền

mặt được nắm giữ tăng hoặc giảm do ảnh hưởng của dòng tiền. Từ đây quan sát đặc

điểm chung của các nhóm biến đại diện cho hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn và

chi phí đại diện đối với từng nhóm công ty đã được phân loại. Cuối cùng, tác giả

tiến hành hồi quy Pooled OLS và Logit nhằm kiểm tra lại một lần nữa các kết quả

thể hiện sự ảnh hưởng của các nhóm biến đại diện cho hạn chế tài chính, thu nhập

bất ổn và chi phí đại diện lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty nắm

giữ do ảnh hưởng của dòng tiền.

Trình tự thực hiện nghiên cứu 3.2.2.2.

Bước 1: Thống kê mô tả

Tác giả tiến hành thống kê mô tả các biến nhằm mô tả lại những đặc tính ban đầu

của chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Cụ thể, tác giả sẽ mô tả dữ liệu dựa trên các chỉ tiêu:

giá trị trung bình, trung vị, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất và độ lệch chuẩn của các biến

trong mẫu.

Bước 2: Kiểm định sự tương quan giữa dòng tiền và biến động trong lượng tiền

mặt được nắm giữ của các công ty

Kiểm định mối tương quan giữa dòng tiền và mức độ thay đổi trong lượng tiền mặt

được nắm giữ của các công ty bằng cách ước lượng mô hình thông qua phương

pháp FEM, GMM và SYS-GMM. Tác giả sử dụng ước lượng FEM để loại trừ các

tác động riêng phản ánh sự khác biệt không quan sát được của các công ty như ảnh

hưởng về ngành, sự khác biệt trong loại hình tài sản, sự khác biệt trong quản lý và

các nhân tố theo thời gian như chu kỳ kinh tế,…để có thể ước lượng những ảnh

hưởng thực (net effects) của biến giải thích lên biến phụ thuộc. Nhưng ước lượng

33

FEM chỉ cho kết quả tốt khi chuỗi thời gian của dữ liệu bảng lớn từ đó có thể nảy

sinh đồng thời một số vấn đề khi ước lượng là: các biến có thể bị xem là nội sinh,

dữ liệu bảng của mẫu nghiên cứu có khoảng thời gian ngắn (8 năm) và mảng không

gian lớn. Để giải quyết những vấn đề này, tác giả sử dụng thêm phương pháp GMM

và SYS-GMM để tăng thêm độ tin cậy của nghiên cứu. Đối với GMM và SYS-

GMM nghiên cứu sử dụng kiểm đinh Sargan để xác định tính chất phù hợp của các

biến công cụ trong mô hình. Đây là kiểm định giới hạn về nội sinh của mô hình.

Kiểm định Sargan với giả thuyết HR0R biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không

tương quan với sai số của mô hình vì thế giá trị p của thống kê Sargan càng lớn

càng tốt. Còn kiểm định AR(p) về tự tương quan có giả thuyết HR0R: không tự tương

quan được áp dụng cho số dư sai phân. Kiểm định AR(2) quan trọng hơn AR(1) bởi

vì AR(2) kiểm tra tự tương quan ở các cấp độ. Thường thì AR(1) bác bỏ giả thuyết

HR0R (Nguyễn Minh Tiến, 2014).

Bước 3: Tác giả sử dụng phương pháp Bayesian để tìm ra mức độ thay đổi

trong lượng tiền mặt từ sự ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty trong

mẫu

Tác giả ứng dụng phương pháp Bayesian để tìm ra mức độ thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cho từng công ty trong mẫu. Tác giả

sử dụng phương pháp ước tính Bayesian vì đây là phương pháp được đánh giá cao

đối với mô hình độ dốc không đồng nhất khi cho phép ước tính hệ số cho nhiều

công ty mà không cần các giả định. Phương pháp ước tính Bayesian là phương pháp

thực nghiệm phù hợp hơn cả với việc xem xét ảnh hưởng riêng của từng công ty và

cho ra kết quả rõ ràng đối với từng công ty. Ước tính Bayesian có nhiều lợi thế đối

với nghiên cứu về dòng tiền hơn các phương pháp truyền thống (D’Espallier và các

cộng sự, 2014). Đầu tiên, phương pháp này cho phép một sự tham chiếu tốt hơn bởi

vì toàn bộ phân phối hậu nghiệm được ước tính cho mỗi tham số trong mô hình. Kết

quả là, phương pháp Bayesian không cần sử dụng thống kê t bởi vì phương pháp có

thể xác định chính xác mức độ không chắc chắn của các mối quan hệ trong mô

hình. Thứ hai, không có giả định nào đối với sai số nên sẽ không có các kết quả bị

34

sai lệch hay vi phạm các giả định do vấn đề nội sinh. Thứ ba, trái với thống kê

thông thường, số liệu là dữ liệu kế toán (dữ liệu quá khứ), phương pháp Bayesian sử

dụng cả các thông tin hiện tại và dữ liệu quá khứ. Thứ tư, phương pháp Bayesian

không giới hạn một dạng hàm nhất định nên một số vấn đề phức tạp như hệ số

không đồng nhất cũng dễ dàng được mô hình hóa. Có thể nói tác giả sử dụng

phương pháp Bayesian bởi vì phương pháp này mang lại nhiều lợi ích cho việc ước

tính các thông số của mô hình hồi quy, đó là:

Thứ nhất, mô hình cung cấp các phân phối ước tính hoàn chỉnh cho mỗi tham số

thay vì ước tính chung cho toàn bộ mẫu và đưa ra được thông tin chi tiết cho từng

thông số và xác suất có thể xảy ra đối với mỗi tham số.

Thứ hai, phương pháp Bayesian không cần các giả định về sai số. Vì vậy, ước tính

Bayesian sẽ cung cấp các giá trị ước tính chính xác hơn.

Cuối cùng, phương pháp Bayesian không chỉ giới hạn trong phạm vi các mô hình

FEM và REM. Trong thực tế, thuật toán Bayesian được các nhà nghiên cứu ứng

dụng theo từng dạng hàm mà nhà nghiên cứu mong muốn. Tính chất này thuận tiện

cho việc ước tính mô hình độ dốc không đồng nhất.

Bước 4: Phân tích Ex-post

Từ kết quả mức độ thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền cho từng công ty, tác giả tiến hành phân tích tác động của hạn chế tài

chính, thu nhập bất ổn và chi phí đại diện của doanh nghiệp đến mức độ thay đổi

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền của các công ty. Từ

đây, tác giả xác định được yếu tố ảnh hưởng đến mức độ thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ sự ảnh hưởng của dòng tiền. Nghiên cứu tiến hành phân tích

đơn biến, so sánh trung vị của các yếu tố thu nhập bất ổn, hạn chế tài chính, chi phí

đại diện theo tứ phân vị của biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền và theo các biến động trong lượng tiền mặt từ ảnh hưởng của

dòng tiền âm và dương. Sau đó nghiên cứu tiếp tục tiến hành hồi quy Pooled OLS

và Logit trong phân tích đa biến nhằm kiểm tra thêm một lần nữa các kết quả ở

phân tích đơn biến.

35

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 4.

Bảng 4.1 thể hiện thống kê mô tả các biến chính được sử dụng trong nghiên cứu,

các số liệu được thể hiện trên bảng gồm số lượng quan sát, giá trị trung bình, trung

vị, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất của các biến.

Có thể thấy từ dữ liệu, lượng tiền mặt trung bình mà các công ty Việt Nam nắm giữ

là 74 tỷ đồng, tương đương 5% tổng tài sản. Giá trị trung vị của tổng tiền mặt trên

tổng tài sản là 3%, tức là có một lượng lớn tiền mặt trong một số công ty. Dòng tiền

trung bình là 95 tỷ đồng chiếm 7% tổng tài sản và giá trị trung vị là 6%. Giá trị

trung bình và trung vị của đầu tư thấp, cụ thể lần lượt là 2% và 0.2%. Tỉ lệ nợ trung

bình là 50%, lãi vay tương đương 12% trên tổng nợ với giá trị trung vị tỉ lệ nợ là

54%, lãi suất là 8%. Chi trả cổ tức trung bình là 2% trên tổng tài sản và trung bình

lợi nhuận trước thuế, trước lãi vay là 8% trên tổng tài sản.

Sự phụ thuộc từ nguồn tài trợ bên ngoài được đo lường bằng việc đầu tư quá mức,

không thể được tài trợ bằng nguồn vốn nội bộ và bắt buộc phải sử dụng nguồn vốn

bên ngoài. Có thể thấy, biến này có giá trị trung vị là 0.77, có nghĩa là 77% đầu tư

phải sử dụng nguồn vốn bên ngoài. Về biến quản trị, trung bình có 6 thành viên

trong hội đồng quản trị và 36% các công ty có CEO cũng là chủ tịch hội đồng quản

trị.

36

Bảng 4.1: Thống kê mô tả

Variables Obs Mean Median Std. Dev. Min Max

1,777 22.72 19.00 14.25 60.00 2.00 Age

1,777 27.02 26.95 1.36 31.53 22.78 ln TA

1,777 26.62 26.62 1.73 30.96 0.00 ln Sales

1,771 0.38 0.11 2.46 59.27 (1.00) Sales growth

1,777 73.9 12.9 269.3 3,589 0.02 CH

54.82% 0.01% 1,777 4.69% 2.94% 5.65% CH/TA

4,786 -1,261 1,777 95 26 298 CF

1,777 7.11% 5.90% 8.01% -149.80% 54.83% CF/TA

1,777 2.21% 0.16% 10.11% -91.02% 70.14% INV/TA

1,584 0.86 0.74 0.56 0.11 5.31 MB

1,777 7.62% 6.90% 7.69% (156.81%) 55.96% EBIT/TA

1,777 50.38% 53.67% 25.68% 0.00% 99.21% Debt rate

1,777 1.89% 1.09% 2.77% 0.00% 32.18% Divident/TA

Financial debt

1,777 18.23% 8.98% 22.16% 0.00% 99.21% rate

1,683 11.94% 7.92% 89.38% (61.61%) 3607.13% Interest rate

External finan

1,775 4.81 187.06 (2,997.58) 6,093.05 0.77 depend

5.55 5.00 1.20 3.00 11.00 Board member 1,777

1,777 0.36 - 0.48 - 1.00 CEO duality

Các biến: CH, CF lấy đơn vị tính là “Tỷ Việt Nam đồng”.

37

4.1. Tác động của dòng tiền lên sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm

giữ trong doanh nghiệp

Bài nghiên cứu hồi quy sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty Việt Nam

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền với các biến điều khiển là quy mô và giá trị thị

trường trên giá trị sổ sách theo Almeida và các cộng sự (2004). Nghiên cứu sử dụng

các kỹ thuật khác nhau để loại bỏ các yếu tố nội sinh của dòng tiền gồm FEM,

GMM và SYS-GMM. Sargan test p-value và AR(1) p-value, AR(2) p-value được

tác giả sử dụng để kiểm định sự nội sinh và tự tương quan của mô hình với giả

thuyết HR0R là không có nội sinh và tự tương quan của các biến.

Bảng 4.2 đưa ra các kết quả hồi quy sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công

ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của sự biến động trong dòng tiền, với các biến

kiểm soát là quy mô và tỉ lệ giá thị trường trên giá trị sổ sách sử dụng các mô hình

hồi quy truyền thống không có biến giả thời gian, nghiên cứu báo cáo kết quả từ

FEM ở cột (1), GMM ở cột (2) (Arellano và Bond, 1991) và SYS-GMM (Blundell

và Bond, 1998) ở cột (3) để giải quyết vấn đề nội sinh của dòng tiền (Erickson và

Whited, 2006; Riddick và Whited, 2009).

Như có thể thấy trong cột (1), (2), (3) dòng tiền có mức độ tác động dương đáng kể

đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ lần lượt là 0.299,

2 F và thống kê XP

P Wald cao đáng kể (112, 106, 111) cho thấy mô hình khá phù

0.335, 0.289 cho từng phương pháp ước lượng FEM, GMM, SYS-GMM. Thống kê

hợp. 32TGiá trị p-value của kiểm định Sargan xác định32T 32Tcác giới hạn32T 32Tcho ước

tính 32T 32TGMM32T 32Tvà32T 32TSYS1T32T-1TGMM 32Tlà một công cụ 32T 32Tthích hợp32T 32Tđược sử dụng trong32T 32Tkỹ thuật 32T

ước tính 32TGMM và SYS-GMM32T. Kiểm tra hiện tượng nội sinh, thông qua Sargan test

cho thấy không có hiên tượng nội sinh do chấp nhận giả thuyết H R0R: các biến là

ngoại sinh với Sargan p-value là 0.72 và 0.26 cho mô hình nghiên cứu chạy GMM

và SYS-GMM. Thông qua kiểm định AR(2), cho thấy không có hiện tượng tự

tương quan do chấp nhận giả thuyết HR0R: không có tự tương quan khi các AR(2) p-

value đều lớn hơn 10% (0.133 và 0.192).

38

32TKhi32T 32Tbiến giả thời gian 32T 32Tđược tác giả thêm vào tại bảng 4.3 các cột32T 32T(32T1), 32T(32T2) 32Tvà (32T3) lần

lượt ứng với phương pháp ước lượng FEM, GMM, SYS-GMM, 32Thệ số32T 32Tdòng tiền32T 32Tđạt

2 không có biến giả thời gian)32T. Thống kê F và thống kê XP

P Wald cao: 37, 169, 173

0.296, 0.342, 0.296. Các kết quả khá tương đồng với kết quả ở bảng 4.2 (hồi quy

cho thấy mô hình khá phù hợp. Các kiểm định Sargan và AR(2) cho thấy các mô

32TNhìn chung,32T 32Tcác32T 32Tphân tích32T từ bảng 4.2 và 4.3 32Txác nhận32T 32Tkết quả32T 32Ttrước đó

hình không có hiện tượng nội sinh và tự tương quan.

của32T 32TAlmeida32T 32Tvà các cộng sự32T 32T(200432T) 32Tvà32T 32Tnghiên cứu tiếp theo như32T 32TKhurana32T 32Tvà các

cộng sự32T 32T(200632T), D’Espallier và cộng sự (2014), 32Ttrong giai đoạn32T 32Tdữ liệu quan sát32T,

dòng tiền là 32Tyếu tố quan trọng quyết định32T 32Tđối với32T 32Tnhững thay đổi32T 32Ttrong32T 32Ttài

khoản32T 32Ttiền mặt.32T Khi thực hiện ước tính FEM, GMM và SYS-GMM, nghiên cứu cho

thấy hệ số thể hiện mối liên hệ giữa dòng tiền và mức độ thay đổi trong lượng tiền

được nắm giữ luôn dương và có ý nghĩa thống kê. 32TNgay cả khi32T 32Tnghiên cứu triển

khai32T 32Tkỹ thuật ước lượng32T 32Tước tính 32T 32Tnội sinh32T 32Ttiềm năng32T 32Tcủa dòng tiền32T 32Ttrong32T 32Tphương

trình tiền mặt dạng rút gọn 32T, 32Thệ số32T 32Tdòng tiền32T 32Tvẫn32T 32Tdương32T 32Tđáng kể,32T 32Tmặc dù32T 32Tđộ lớn có

thể khác nhau32T 32Tgiữa các phương pháp32T 32Tước lượng32T 32Tkhác nhau32T. Điều này xác nhận rằng

có mối tương quan dương giữa dòng tiền và sự thay đổi trong lượng tiền mà doanh

nghiệp nắm giữ.

39

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy với FEM, GMM và SYS-GMM (1)

(2) Dep.var.(ΔCHi,t/TAi,t) (1) (3)

0.335 (CFi,t/TAi,t) 0.299 0.289

(0.000)*** (0.000)*** (0.000)***

0.024 0.006 lnTA(i,t) 0.010

(0.000)*** -0.124 (0.014)**

-0.003 -0.004 MB(i,t-1) -0.003

0.240 (0.007)*** 0.192

Excluded Excluded Timedummies Excluded

1081 1435 1331 n

105.6*** 112.4*** 111.25*** F-stat/Wald Chi-square

0.200 R2

0.718 0.260 Sargan p-rob

0.0000 0.0000 First-ordercorr.p-value

0.133 0.192 Second-ordercorr.p-value

GMM FEM Method SYS-GMM

. *, **, ***: thể hiện số liệu có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5%, 10%.

40

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy với FEM, GMM và SYS-GMM (2)

Dep.var.(ΔCHi,t/TAi,t) (1) (2) (3)

(CFi,t/TAi,t) 0.296 0.342 0.296

(0.000)*** (0.000)*** (0.000)***

lnTA(i,t) 0.010 0.031 0.014

(0.026)** (0.000)*** (0.002)***

MB(i,t-1) -0.002 -0.001 -0.002

0.361 0.677 0.486

Timedummies Included Included Included

1435 1081 1331 n

36.9*** 169.33*** 172.87*** F-stat/Wald Chi-square

0.185 R2

0.911 0.375 Sargan p-rob

0.0000 0.0000 First-ordercorr.p-value

0.364 0.332 Second-ordercorr.p-value

Method FEM GMM SYS-GMM

*, **, ***: thể hiện số liệu có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5%, 10%.

41

32TBiến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng

4.2.

32TBảng32T 32T4.4 tóm tắt32T 32Tkết quả32T 32Tước lượng32T 32Tcác tham số32T 32Tcủa mô hình32T 32Thệ số32T 32Tkhác nhau

tiền của các công ty khác nhau thông qua việc sử dụng phương pháp Bayesian

trong32T 32Tmô hình (32T2) 32Tbằng cách sử dụng32T 32Tphương pháp 32T 32TBayesian32T. 32TCột (32T1) báo cáo

của 32Tcác32T 32Tmô hình không có biến giả thời gian trong khi cột32T 32T(32T2) báo cáo của 32Tcác32T 32Tmô

hình có biến giả thời gian32T. 32TNghiên cứu báo cáo32T giá trị 32Ttrung bình, giá trị tối thiểu32T,

giá trị 32Ttối đa32T, độ lệch chuẩn, 32Tvà32T 32Ttứ phân vị32T 32Tcủa phân phối32T 32Tgiá trị biến động trong

lượng tiền mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền đối

với các công ty32T 32Tkhác nhau32T 32Tcũng như32T 32Ttỷ lệ phần trăm32T 32Tcủa các công ty32T 32Tcó32T 32Tgiá trị32T 32Tbiến

động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền32T 32Tdưới 0 và

trên32T 32T0.32T 32TNghiên cứu32T 32Tcũng32T 32Tđưa ra32T 32Tmột đồ thị32T 32Tmật độ32T ở bảng 4.5 32Tcho thấy sự phân

phối32T 32Tbiến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền của

32TCó thể thấy từ cột (1) của bảng 4.4, phân tích Bayesian cho ra giá trị hậu nghiệm

các công ty khác nhau.

trung bình là 0.142 và giá trị hậu nghiệm trung vị là 0.138. Những giá trị này nằm

trong khoảng biến động khá rộng từ công ty có biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền nhỏ nhất là -0.09 đến công ty có biến động

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền lớn nhất là 0.44

trong mô hình không có biến giả thời gian và từ -0.17 đến 0.36 trong mô hình có

biến giả thời gian. Hệ số tương quan của biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền mức độ công ty từ hai mô hình có và không có biến

giả thời gian ở mức cao là 91.16%. Điều này có nghĩa rằng ước tính Bayesian

không bị ảnh hưởng nhiều bởi biến giả thời gian. Chính vì vậy, nghiên cứu sẽ thực

hiện phân tích Ex-post dữ liệu lấy từ kết quả của ước tính Bayesian không có biến

32TRiddick và Whited (2009) cho rằng, một dòng tiền dương sẽ được sử dụng để đầu

giả thời gian.

tư điều này khiến lượng tiền mặt được nắm giữ giảm đi, tức là biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền sẽ là số âm. Tuy nhiên,

kết quả của nghiên cứu cho thấy, mẫu không phù hợp với tranh luận của Riddick và

42

Whited (2009), phương pháp Bayesian cho thấy kết quả chỉ có 5.9% các công ty

Việt Nam thể hiện có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

của dòng tiền là số âm và có tới 94.1% công ty trong mẫu ở Việt Nam tăng lượng

32THình 4.4: Kết quả hồi quy với phương pháp Bayesian

tiền nắm giữ khi dòng tiền thuần dương.

Dep. Var: (ΔCh(i,t)/TA(i,t-1)) (1) (2)

0.142 0.132 Mean

(0.085) (0.168) Min

0.444 0.362 Max

Standard deviation 0.092 0.093

(0.010) (0.010) P(5)

0.027 0.019 P(10)

0.083 0.070 P(25)

0.138 0.122 P(50)

0.195 0.195 P(75)

0.266 0.268 P(90)

0.292 0.294 P(95)

5.93% 6.32% %<0

94.07% 93.68% %>0

Exclude Include Time dummies

253 253 N (firms)

1777 1777 N (observations)

Spearman's rank correlation 97.46%***

Correlation coefficient 91.18%***

43

32THình 4.5: Đồ thị độ nhọn từ hồi quy Bayesian

32T

32T

Bảng 4.4 báo cáo kết quả đánh giá thống kê cho ước tính Bayesian. Cột (1) và cột (2) lần lượt thể hiện kết quả

thống kê từ ước tính khi có và không có biến giả thời gian. P(x) đại diện cho phân vị thứ x của biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền của các công ty trong mẫu ước tính. *, **, *** thể hiện

mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

Bảng 4.5 thế hiện đồ thị độ nhọn từ phương pháp Bayesian, hai đồ thị nhìn hình dạng khá tương đồng với nhau.

44

4.3. Phân tích Ex-post

Dựa vào các ước tính biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty

Việt Nam từ ảnh hưởng của dòng tiền theo công ty, nghiên cứu sẽ đánh giá xem xét

những đặc điểm của công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền thấp và công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao. Bài nghiên cứu xem xét các biến tài chính có

liên quan đến sự không chắc chắn của thu nhập và các biến có khả năng thể hiện

hạn chế tài chính và các biến thể hiện chất lượng quản trị của công ty. Đầu tiên, tác

giả chia các số liệu biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền có được từ phương pháp Bayesian theo tứ phân vị và lần lượt phân tích

các nhóm công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

của dòng tiền rất cao với công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền rất thấp, nhóm công ty có biến động trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao và công ty có biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền thấp. Tiếp theo đó, tác giả

lại chia dữ liệu thành nhóm công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền âm và dòng tiền dương, so sánh các đặc điểm tài

chính của hai nhóm công ty này với nhau.

Trong bảng 4.6, nghiên cứu đưa ra giá trị trung vị các đặc điểm của công ty trong 2

nhóm có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền

rất cao và biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền

rất thấp chia theo tứ phân vị của phân phối biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền. Cột Pearson’s Chi Square Stat thể hiện kiểm

định χ² giá trị trung vị của hai nhóm.

Như có thể thấy từ bảng 4.6, công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất cao có mức độ không chắc chắn trong thu nhập

cao đáng kể được đo bằng độ lệch chuẩn của EBIT/TA và độ lệch chuẩn của

Netprofit/TA so với nhóm công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền rất thấp. Cụ thể, độ lệch chuẩn của EBIT/TA của nhóm

45

có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất cao

là 0.0375 còn của nhóm có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền rất thấp là 0.0349. Tương tự, đối với độ lệch chuẩn của

Netprofit/TA ở nhóm biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

của dòng tiền rất cao và rất thấp lần lượt là 0.032 và 0.027. Đối với tương quan

chuỗi của LnSales, giá trị biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền ở nhóm rất cao và rất thấp lần lượt là 0.45 và 0.50, rất phù hợp

với giả thuyết của bài nghiên cứu cho rằng biến động thu nhập cao và tương quan

chuỗi trong thu nhập thấp tương quan với mức giữ tiền tăng của các doanh nghiệp

từ sự ảnh hưởng của dòng tiền.

Tương tự trong bảng 4.7, có thể thấy giá trị độ lệch chuẩn của EBIT/TA ở nhóm

biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao và

biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền thấp lần

lượt là 0.032 và 0.029; độ lệch chuẩn của Netprofit/TA ở mức biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao và thấp lần lượt là

0.027 và 0.022. Như vậy, độ lệch chuẩn EBIT/TA và Netprofit/TA cao hơn đáng kể

đối với các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng

của dòng tiền cao. Đối với tương quan chuỗi của LnSales, giá trị biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền ở nhóm cao và thấp lần

lượt là 0.54 và 0.72.

Tóm lại, những kết quả này cho thấy rằng, biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn liên quan đến biến động và mức tương

quan trong thu nhập. Điều này đã xác nhận giả thuyết 2 là công ty giữ nhiều tiền khi

phải đối mặt với sự bất ổn trong thu nhập. Điều này hỗ trợ cho tranh luận về động

cơ nắm giữ tiền là do sự không chắc chắn trong thu nhập của các công ty (Acharya

và cộng sự, 2007; Bates và các cộng sự, 2009; Riddick và Whited, 2009).

Theo những đo lường tính chất công ty về tình trạng hạn chế tài chính của công ty,

bài nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng thể hiện công ty có biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao có nhiều hạn chế tài

46

chính hơn các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền thấp. Xem bảng 4.6, có thể thấy, các công ty có biến động

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất cao có lượng tiền

mặt trên tổng tài sản cao hơn các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất thấp. Ngoài ra tốc độ tăng trưởng doanh thu

của các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền rất cao cao hơn các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất thấp (0.14, 0.10). Xét bảng 4.7, có thể thấy, các

công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng

tiền cao có nhiều thu nhập hơn các công ty có biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền thấp (0.068/0.081).

Nhìn chung, đối với các yếu tố khác, công ty có biến động trong lượng tiền mặt

được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất cao chi trả cổ tức cao hơn các công ty

có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất

thấp. Tỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách trong thực tế cao hơn ở các công ty

có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền rất cao

(0.73/0.68). Tăng trưởng doanh thu, tỉ lệ nợ, lãi vay, sự phụ thuộc vào nguồn tài trợ

bên ngoài hay tỉ lệ đầu tư trên tài sản không thể hiện rõ xu hướng đối với các mức

biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền từ rất

thấp đến rất cao (nếu có xu hướng thì kiểm định Pearson’s Chi square không có ý

nghĩa thống kê). Cuối cùng, nghiên cứu xem xét quy mô và năm hoạt động của

công ty, những biến thường xuyên được sử dụng đại diện cho thông tin bất cân

xứng, và kết quả cho thấy rằng không có một xu hướng rõ rệt giữa các nhóm biến

động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền từ rất thấp đến

rất cao. Số năm hoạt động cũng tương tự như quy mô công ty, không có một xu

hướng rõ rệt khi tương ứng với mức biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền từ rất thấp đến rất cao. Điều này một lần nữa xác nhận

rằng biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền

không liên quan đến các hạn chế tài chính trong công ty.

47

Tóm lại, các biến đại diện cho hạn chế tài chính không thể hiện bất cứ mối liên hệ

nào với biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền,

vì vậy giả thuyết H1 bị bác bỏ tức là biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền không có liên hệ gì với các hạn chế tài chính. Nhìn một

cách tổng quát có thể thấy, một công ty có biến động trong lượng tiền mặt được

nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao có lợi nhuận, giá trị thị trường, tiền mặt

nắm giữ và cả tỉ lệ chi trả cổ tức cao hơn, lại không có tỉ lệ nợ và chi trả lãi vay cao

hơn. Hơn nữa những công ty có biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ

ảnh hưởng của dòng tiền càng cao không liên quan gì đến các công ty mới hoạt

động và có quy mô nhỏ. Vậy thì thật khó để nói rằng biến động trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền là chỉ số tốt để đo lường hạn chế tài

chính.

Đối với các biến quản trị doanh nghiệp, nghiên cứu cho thấy, trung vị số lượng

thành viên trong hội đồng quản trị và CEO kiêm nhiệm giống nhau ở tất cả các

nhóm biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền.

Như vậy không có kết luận gì với chất lượng ban quản trị theo kết quả từ bảng 4.6

và 4.7. Vậy số liệu trên đã bác bỏ giả thuyết thứ 3: sự thay đổi trong lượng tiền mặt

được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền không tương quan với chất lượng ban

quản trị.

Để củng cố thêm kết quả ở trên, nghiên cứu đưa ra bảng 4.8 thể hiện giá trị trung vị

các đặc điểm của công ty trong 2 nhóm công ty có giá trị biến động trong lượng tiền

mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền dương và nhóm công ty có biến động

trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền âm. Từ bảng 4.8 có

thể thấy rõ ràng bất ổn thu nhập có tác động đến thay đổi trong lượng tiền mặt được

các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền. Cụ thể, độ lệch chuẩn

của lnSales tăng với nhóm biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền từ âm đến dương 0.034 và 0.047, giá trị trung vị của độ lệch

chuẩn EBIT/TA từ biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền âm đến biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

48

dòng tiền dương là 0.032 và 0.043. Đối với các biến đại diện cho hạn chế tài chính,

và các biến đại diện cho chất lượng quản trị, số liệu cho thấy không có ý nghĩa

thống kê, vì vậy, không thể kết luận biến hạn chế tài chính, chất lượng quản trị có

ảnh hưởng đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền.

49

Bảng 4.6: Thống kê tứ phân vị (1)

Pearson’s Chi-

Income uncertain Verylow Veryhigh square stat

Standard deviation EBIT/TA 0.0349 0.0375 9.681***

Standard deviation Netprofit/TA 0.0271 0.0322 51.763***

Standard deviation LnSales 0.3533 0.3631 0.001

Serial correlation EBIT/TA 0.3103 0.3887 0.8154

Serial correlation Netprofit/TA 0.3090 0.3739 1.8804

Serial correlation LnSales 0.5022 0.4450 5.029**

Exposure to financing contraints

0.404 0.0619 0.0647 EBIT/TA

3.898** 0.0247 0.0289 CH/TA

0.252 0.4892 0.4999 Debt rate

2.27 0.0816 0.0743 Interest rate

0.324 0.9407 0.8603 External finan depend

0.01 0.0085 0.0088 Divident/TA

0.082 1.0000 1.0000 Dum divident

0.0989 0.1397 2.912* Sale growth

2.07 -0.0008 0.0018 INV/TA

0.551 0.6840 0.7250 MB

1.222 19.0000 18.0000 Age

1.372 26.6975 26.8343 ln TA

Coporate government

Board member 5.0000 5.0000 6.233**

CEO duality 0.0000 0.0000 0.000

*, **, ***: thể hiện số liệu có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5%, 10%.

50

Bảng 4.7: Thống kê tứ phân vị (2)

Pearson’s Chi-

Income uncertain Low High square stat

Standard deviation EBIT/TA 0.0283 0.0319 11.319***

Standard deviation Netprofit/TA 0.0222 0.0270 15.761***

Standard deviation LnSales 0.3537 0.3359 0.547

Serial correlation EBIT/TA 0.1982 0.2351 0.163

Serial correlation Netprofit/TA 0.3890 0.3541 1.16

Serial correlation LnSales 0.7153 0.5357 4.634**

Exposure to financing contraints

0.0682 0.0817 11.769*** EBIT/TA

1.31 0.0298 0.0332 CH/TA

0.76 0.5567 0.5979 Debt rate

2.39 0.0706 0.0767 Interest rate

0.00 0.6478 0.6678 External finan depend

0.367 0.0121 0.0131 Divident/TA

1.989 1.0000 1.0000 Dum divident

0.041 0.1063 0.1027 Sale growth

0.0072 0.0008 3.299* INV/TA

0.561 0.7876 0.7539 MB

2.824 20.0000 18.0000 Age

2.828 26.9872 27.1346 ln TA

Coporate government

Board member 5.0000 5.0000 16.238***

CEO duality 0.0000 0.0000 0.000

*, **, ***: thể hiện số liệu có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5%, 10%.

51

Bảng 4.8: Thống kê theo biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền âm và dòng tiền dương

Pearson’s chi-

Income uncertain Negative Positive squarestat

0.032 0.043 Standard deviation EBIT/TA 4.237**

0.028 0.028 Standard deviation Netprofit/TA 0.049

0.341 0.468 Standard deviation LnSales 20.589***

0.262 0.197 Serial correlation EBIT/TA 0.2406

0.368 0.280 Serial correlation Netprofit/TA 0.3318

0.536 0.461 Serial correlation LnSales 2.8471

Exposure to financing contraints

0.069 0.079 EBIT/TA 0.030

0.030 0.022 CH/TA 0.289

0.533 0.579 Debt rate 6.793***

0.075 0.085 Interest rate 5.314**

0.773 0.638 External finan depend 0.184

0.011 0.008 Divident/TA 0.24

1.000 1.000 Dum divident 6.174**

0.112 0.106 Sale growth 0.020

0.002 0.001 INV/TA 0.02

0.739 0.595 MB 0.287

19.000 14.000 Age 7.891***

26.979 26.596 ln TA 12.869***

Coporate government

5.000 5.000 Board member 8.040***

0.000 0.000 CEO duality 0.000

*, **, ***: thể hiện số liệu có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5%, 10%.

52

Các bước tiếp sau đây trong phân tích thực hiện để xem liệu mối quan hệ quan sát

giữa các đặc điểm của công ty và biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ

ảnh hưởng của dòng tiền có được duy trì trong phân tích đa biến. Bảng 4.9 và 4.10

cho thấy kết quả hồi quy biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền ở các công ty từ các đặc điểm thu nhập bất ổn, hạn chế tài

chính và chi phí đại diện của công ty đó trong trường hợp không có và có biến giả

ngành. Bảng 4.11 và 4.12, trình bày hồi quy Logit, hồi quy Logit được sử dụng để

xác định mối tương quan giữa các nhóm biến hạn chế tài chính, thu nhập bất ổn, chi

phí đại diện với mức độ thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng

tiền cao hơn và thấp hơn mức trung vị, chính vì vậy với biến phụ thuộc là một biến

giả, biến này có giá trị bằng 1 nếu biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ

ảnh hưởng của dòng tiền trên trung vị và bằng 0 nếu ngược lại trong trường hợp

không có và có biến giả ngành. Các cột khác nhau tương ứng với các biến khác

nhau đã được báo cáo riêng để giảm bớt mối lo ngại cho đa cộng tuyến. Chẳng hạn,

các khoản thanh toán lãi vay là tỷ lệ phần trăm của tổng số nợ có thể tương quan

chặt chẽ với tỉ số nợ của công ty gây khó khăn đến việc phân tích tác động cô lập

của từng biến trong khi phải giữ được những ảnh hưởng đến sau này. Tương tự như

vậy, sự thay đổi thu nhập và tương quan chuỗi trong thu nhập có liên quan chặt chẽ

32TNgoài ra32T 32Tnghiên cứu thử nghiệm32T 32Tvới32T 32Tcác biến giả ngành32T 32Tđể kiểm soát được32T 32Tthực tế là 32T

nên các biến này đã được đưa tách riêng các cột khác nhau.

sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền 32Tcó

thể32T 32Tgắn liền với32T 32Tnhững thói quen32T 32Ttrong một lĩnh vực32T 32Tnhất định32T. Biến giả ngành được

tác giả thu thập dựa vào bảng phân ngành VSIC 2007 và ngành của từng công ty

theo cách phân ngành từ trang web: www.vietstock.vn. 32TViệc đưa vào các32T biến

32Tngành32T

32Tkhông

32Tcác hệ số32T

32Tước

32Tcũng như32T

32Tsai số

giả thay đổi32T tính32T

chuẩn,32T 32Tnhưng32T 32Tthường32T 32Tlàm tăng thêm sức mạnh32T 32Tgiải thích32T 32Tcủa32T 32Tmô hình tổng thể32T 32Tchỉ ra

bởi32T 32TF32T-stats 32Tvà32T số liệu thống kê 32Tχ²32T. 32TDo đó32T, 32Tnghiên cứu cũng sẽ thực hiện báo cáo32T 32Tcác

hồi quy32T 32Tvới32T 32Tcác biến giả32T 32Tngành32T.

53

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy Pooled OLS (1)

Variables (POOLED OLS) 1 4 2 3

Income uncertain

Standard deviation EBIT/TA 0.314***

Standard deviation Netprofit/TA 0.386***

Serial correlation EBIT/TA -0.013**

Serial correlation Netprofit/TA 0.00

Exposure to financing contraints

EBIT/TA -0.032 -0.017 -0.078** -0.082**

CH/TA 0.283*** 0.276*** 0.327*** 0.327***

Debt rate 0.002 0.000 0.007 0.008

Sales growth -0.001 -0.001 -0.001 -0.001

Divident/TA -0.113 -0.116 -0.080 -0.077

MB 0.003 0.002 0.005 0.005

Coporate government

Board member 0.005** 0.004** 0.00 0.00

CEO duality 0.008* 0.008* 0.011** 0.010**

Others control

ln TA 0.00 0.00 0.00 0.00

Age 0.00 0.00 0.00 0.00

Sector dummies Exclude Exclude Exclude Exclude

1584 1584 1584 1584 n

11.35 13.28 7.25 6.75 F-stat

0.067 0.079 0.042 0.038 R2 adjustment

Note: *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

54

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy Pooled OLS (2)

Variables (POOLED OLS) 1 2 4 3

Income uncertain

Standard deviation EBIT/TA 0.311***

Standard deviation Netprofit/TA 0.383***

Serial correlation EBIT/TA -0.013**

Serial correlation Netprofit/TA 0.00

Exposure to financing contraints

EBIT/TA -0.03 -0.01 -0.070** -0.073**

CH/TA 0.290*** 0.283*** 0.336*** 0.336***

Debt rate 0.005 0.003 0.011 0.012

Sales growth -0.001 -0.001 -0.001 -0.001

Divident/TA -0.110 -0.113 -0.077 -0.075

MB 0.003 0.002 0.005 0.005

Coporate government

Board member 0.004** 0.004** 0.0026* 0.00

CEO duality 0.008* 0.008* 0.0115** 0.010**

Others control

ln TA 0.00 0.00 0.00 0.00

Age 0.00 0.00 0.00 0.00

Sector dummies Include Include Include Include

1584 1584 1584 1584 n

10.54 12.34 6.90 6.42 F-stat

0.067 0.079 0.043 0.040 R2 adjustment

Note: *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

55

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy Logit (1)

Variables (LOGIT) 3 1 2 4

Income uncertain

Standard deviation EBIT/TA 1035***

Standard deviation Netprofit/TA 3469 ***

Serial correlation EBIT/TA 0.705***

Serial correlation Netprofit/TA 1.171

Exposure to financing contraints

0.285 0.355 0.272 0.231 EBIT/TA

50.424*** 50.159*** 90.743*** 90.187*** CH/TA

1.266 1.124 1.090 1.221 Debt rate

0.978 0.971 0.972 0.969 Sales growth

2.145 1.739 1.661 1.960 Divident/TA

1.121 1.099 1.091 1.101 MB

Coporate government

1.142*** 1.136*** 1.105** 1.124** Board member

1.148 1.157 1.221* 1.172 CEO duality

Others control

0.995 1.012 1.017 1.002 ln TA

0.998 0.998 0.999 0.998 Age

Sector dummies Exclude Exclude Exclude Exclude

1584 1584 1584 1584 n

35.43 52.94 55.09 41.73 Waldchi-squarestat

0.016 0.024 0.025 0.019 Pseudo-R2

Note: *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

56

Bảng 4.12: Kết quả hồi quy Logit (2)

Variables (LOGIT) 1 4 3 2

Income uncertain

Standard deviation EBIT/TA 501***

Standard deviation Netprofit/TA 2068***

Serial correlation EBIT/TA 0.693***

Serial correlation Netprofit/TA 1.162

Exposure to financing contraints

EBIT/TA 0.508 0.645 0.474 0.402

CH/TA 88.738*** 87.52*** 167.23*** 161.43***

Debt rate 1.427 1.387 1.574* 1.625**

Sales growth 0.965 0.965 0.962 0.971

Divident/TA 1.993 1.883 2.389 2.599

MB 1.103 1.094 1.107 1.127

Coporate government

Board member 1.120** 1.115** 1.082* 1.103**

CEO duality 1.148 1.156 1.221* 1.170

Others control

ln TA 0.991 0.997 0.981 0.975

Age 0.998 0.999 0.998 0.998

Sector dummies Include Include Include Include

1584 1584 1584 1584 n

70.08 73.19 62.73 55.57 Waldchi-squarestat

0.032 0.033 0.029 0.025 Pseudo-R2

Note: *, **, *** thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

57

Các cột (1), (2), (3), (4) thể hiện hồi quy Pooled OLS (bảng 4.9) và Logit (bảng

4.11) lần lượt cho các biến độ lệch chuẩn EBIT/TA, độ lệch chuẩn Netprofit/TA,

tương quan chuỗi của EBIT/TA và tương quan chuỗi của Netprofit/TA trong trường

hợp không có biến giả ngành, tương tự cho trường hợp có biến giả ngành ở các

bảng 4.10 và 4.12.

Từ kết quả ở bảng 4.9, có thể thấy một biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn đáng kể liên quan đến sự biến động cao

hơn trong thu nhập. Độ lệch chuẩn EBIT/TA tăng 1 sẽ khiến biến động trong lượng

tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền tăng 0.31, độ lệch chuẩn trong

Netprofit /TA cũng cho ra kết quả tương tự, khi biến này tăng 1 thì biến động trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền sẽ tăng 0.39. Khi có biến

giả ngành thể hiện ở bảng 4.10, kết quả cho ra tương tự hệ số 0.31 và 0.38 cho độ

lệch chuẩn EBIT/TA và Netprofit /TA. Điều này xác nhận rằng các cú sốc thu nhập

cao hơn khiến các công ty tạo ra tấm đệm tiền mặt. Các hệ số ước lượng có ý nghĩa

thống kê ở các mức 1% và 5%. Tương quan chuỗi EBIT/TA tăng 1 sẽ khiến biến

động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền giảm đi 0.013

ở mô hình không có biến giả ngành (bảng 4.9) và cùng mức độ ảnh hưởng ở mô

hình có biến giả ngành (bảng 4.10). Nghiên cứu cũng có được kết quả tương tự khi

lấy biến phụ thuộc là nhị phân hoặc các biến số liên tục cho biến động trong lượng

tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền trong bảng 4.11 và 4.12 thể hiện

một kết quả tương tự. Có thể nhìn thấy mối tương quan dương giữa độ lệch chuẩn

EBIT/TA và biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng

tiền, độ lệch chuẩn Netprofit/TA và biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ

từ ảnh hưởng của dòng tiền. Ngoài ra đối với các biến chỉ ra hạn chế tài chính của

công ty, nghiên cứu tìm thấy kết quả tương tự như trong phân tích đơn biến. Một

biến động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn

có liên quan đáng kể với tính thanh khoản của tài sản cao hơn, lợi nhuận cao hơn và

cổ tức cao hơn một chút. Tuy nhiên, một biến động trong lượng tiền mặt được nắm

giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền cao hơn không liên quan với tỉ lệ nợ cao hơn hay

58

mức vay nợ thấp hơn, mức lãi vay cao hơn hoặc phụ thuộc nhiều hơn vào nguồn tài

trợ từ bên ngoài, cũng không phải với các công ty có thời gian hoạt động ngắn hơn

hoặc quy mô nhỏ hơn. Như vậy kết quả từ các bảng 4.9, 4.10, 4.11, 4.12 là tương

đồng với phân tích đơn biến ở bảng 4.6, 4.7, 4.8.

Tóm lại, nghiên cứu tìm ra rằng thu nhập bất ổn chính là yếu tố tác động lên sự thay

đổi trong lượng tiền mặt được các công ty Việt Nam nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền, khi thu nhập càng bất ổn thì doanh nghiệp lại càng nắm giữ nhiều tiền từ

sự ảnh hưởng của dòng tiền. Nghiên cứu thể hiện kết quả cho thấy không phải biến

động trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền của công ty là

biểu hiện của tiếp xúc nhiều hơn với các hạn chế tài chính, cũng như yếu tố chất

lượng quản trị trong nghiên cứu chưa thể hiện vai trò đối với sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền.

59

KẾT LUẬN CHƯƠNG 5.

Kết luận 5.1.

Sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền thường

được hiểu là dấu hiệu của sự tồn tại các hạn chế tài chính. Một số nghiên cứu đã

nhấn mạnh rằng, các công ty bị hạn chế khả năng tiếp cận với nguồn tài trợ từ bên

ngoài thường có động cơ tạo ra một tấm đệm tiền mặt để tiếp tục tài trợ cho các cơ

hội đầu tư trong trường hợp thiếu hụt vốn từ bên ngoài. Hầu hết các nghiên cứu

thực nghiệm trong lĩnh vực này đều hỗ trợ lập luận trên bằng cách cho thấy rằng sự

thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền được ước

tính từ phương trình tiền mặt dạng rút gọn cao hơn so với mẫu nhỏ, tức các công ty

có nhiều khả năng bị hạn chế tài chính. Những phát hiện này phù hợp với động cơ

thận trọng - là một trong những yếu tố quyết định của việc nắm giữ tiền mặt trong

các nghiên cứu.

Tuy nhiên, một nghiên cứu mới đây của Ridick và Whited (2009) nghi ngờ lập luận

này. Nghiên cứu này cho thấy rằng, một khi đã kiểm soát các nội sinh tiềm năng sử

dụng ước lượng GMM, các công ty đều giảm lượng tiền nắm giữ từ dòng tiền đối

với hầu hết các tiểu mẫu điều tra. Hơn nữa các chương trình nghiên cứu cho rằng sự

thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền được thúc

đẩy bởi sự không chắc chắn thu nhập và tương quan chuỗi trong thu nhập, chứ

không phải bởi chi phí từ việc sử dụng các nguồn vốn bên ngoài. Và gần nhất là

nghiên cứu của A’lmeida và các cộng sự (2014) đã chỉ ra sự thay đổi trong lượng

tiền mặt được nắm giữ từ ảnh hưởng của dòng tiền có mối tương quan với thu nhập

bất ổn và tương quan chuỗi của thu nhập.

Nghiên cứu này ủng hộ các lập luận trên bằng cách cung cấp thay đổi trong lượng

tiền mặt được nắm giữ của các công ty Việt Nam từ sự ảnh hưởng của dòng tiền của

từng công ty thông qua việc sử dụng phương pháp Bayesian để ước lượng hệ số

biến động dòng tiền công ty từ phương trình tiền mặt dạng rút gọn. Cách tiếp cận

này cho phép tác giả xác định được công ty nào tăng lượng tiền nắm giữ từ ảnh

60

hưởng của dòng tiền và công ty nào giảm lượng tiền nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền. Trong mẫu của 253 doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, khoảng 94.1%

của công ty có xu hướng tăng nắm giữ tiền trong khi chỉ có 5.9% công ty nào có xu

hướng giảm nắm giữ tiền từ ảnh hưởng của dòng tiền. Các lợi ích chính từ cách tiếp

cận này là có thể đánh giá được chi tiết biến nào đang chi phối sự thay đổi trong

lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền. Ước tính

này không chỉ đưa ra thông tin chi tiết về các xu hướng nắm giữ tiền cho từng công

ty riêng lẻ chứ không phải là một hệ số duy nhất cho một mẫu nhất định, mà còn

cho thấy những biến chỉ ra sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các

công ty từ sự ảnh hưởng của dòng tiền có thể được xác định một cách chi tiết trong

phân tích Ex-post.

Nghiên cứu chỉ ra rằng, công ty có sự tăng lên trong lượng tiền mặt được nắm giữ

của từ sự ảnh hưởng của dòng tiền có biến động thu nhập cao hơn đáng kể và tương

quan chuỗi trong thu nhập thấp hơn. Điều này cho thấy rằng, các cú sốc thu nhập

cao hơn và biến động thu nhập cao hơn là động lực tạo ra tấm đệm tiền mặt cho các

công ty. Tuy nhiên, tác giả không tìm thấy bằng chứng cho thấy lượng tiền mặt này

có thể được tạo ra khi dự đoán sẽ có hạn chế tài chính trong tương lai. Một sự tăng

lên trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền

không liên quan đến đặc điểm thể hiện hạn chế tài chính tiềm năng như mức nợ thấp

hoặc phụ thuộc vào các nguồn tài trợ bên ngoài. Tương tự như vậy, một sự tăng lên

trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền

không tương quan với chính sách cổ tức hay công ty có quy mô nhỏ hơn hoặc có

thời gian hoạt động ngắn hơn. Trên thực tế, sự tăng lên trong lượng tiền mặt được

nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền tương quan với cổ tức nhiều

hơn, lợi nhuận và thanh khoản cao hơn, cho thấy công ty có sự tăng lên trong lượng

tiền mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền sẽ trở nên hấp

dẫn hơn với các nhà đầu tư bên ngoài. Nhìn chung, sự khác nhau nêu trên không

ủng hộ bất kỳ mối tương quan dương giữa sự thay đổi trong lượng tiền mặt được

nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền và các ràng buộc về tài chính.

61

Tác giả cũng không tìm ra bằng chứng cho thấy, chi phí đại diện có ảnh hưởng đến

sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ từ dòng tiền. Nghiên cứu đã đạt

được một số kết quả nhất định, đó là:

Thứ nhất, nghiên cứu này gắn liền với việc tìm kiếm lý do giải thích tại sao các

công ty Việt Nam nắm giữ 5% tổng tài sản dưới dạng tiền mặt. Nhiều tranh luận đã

xác định được các lý do giữ tiền của các công ty là do chi phí giao dịch, động cơ

phòng ngừa, và khó khăn trong việc thu hút vốn từ bên ngoài. Kết quả nghiên cứu

của tác giả trưng ra bằng chứng rằng, một sự tăng lên trong lượng tiền mặt được

nắm giữ của các công ty Việt Nam từ ảnh hưởng của dòng tiền là do không chắc

chắn trong thu nhập của các công ty Việt Nam cao hơn, hỗ trợ cho động cơ phòng

ngừa của việc nắm giữ tiền mặt.

Thứ hai, nghiên cứu không tìm ra bằng chứng cho thấy sự thay đổi trong lượng tiền

mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng của dòng tiền liên quan đến tình

trạng hạn chế tài chính và chi phí đại diện. Kết quả của tác giả là phù hợp với

nghiên cứu của Riddick và Whited (2009); D’Espallier và các cộng sự (2014), có

nhiều yếu tố khác chứ không phải chỉ có yếu tố hạn chế tài chính làm ảnh hưởng

đến sự thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty từ ảnh hưởng

của dòng tiền.

Cuối cùng, kết quả nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về sự biến động đáng kể trong

lượng tiền mặt được các công ty nắm giữ, từ các công ty có khuynh hướng nắm giữ

ít tiền đến các công ty có khuynh hướng nắm giữ nhiều tiền. Điều này cho thấy rằng

có sự không đồng nhất giữa các doanh nghiệp trong việc theo đuổi một chính sách

nắm giữ tiền mặt. Chính vì thế, cần được đưa vào xem xét từng hệ số dòng tiền của

mỗi công ty thay vì quy đồng tất cả bằng một hệ số dòng tiền duy nhất. Bài nghiên

cứu vận dụng các kết quả nghiên cứu thực nghiệm gần đây về độ nhạy cảm của

dòng tiền và đầu tư, sự thay đổi trong lượng tiền mặt nắm giữ từ ảnh hưởng của

dòng tiền để phân tích ước tính cho từng công ty thay vì ước tính cho toàn mẫu. Từ

kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy, có lợi ích đáng kể trong việc phân tích độ

nhạy cảm của lượng tiền mặt được nắm giữ theo từng công ty là giải thích được lý

62

do tại sao một số công ty lại nắm giữ nhiều tiền trong khi một số công ty khác thì

không.

5.2. Hạn chế nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo

Do một số nguyên nhân khách quan mà đề tài này gặp phải một số hạn chế. Thứ

nhất, do thị trường chứng khoán Việt Nam mới phát triển trong thời gian ngắn, cơ

chế quản lý còn thiếu sót nên việc minh bạch thông tin còn hạn chế. Mặc dù các số

liệu nghiên cứu được trích xuất từ các báo cáo tài chính đã kiểm toán nhưng không

thể tránh khỏi sai sót do tình trạng sửa đổi báo cáo tài chính. Thứ hai, do hạn chế

trong việc thu thập thông tin dữ liệu nên mẫu nghiên cứu của tác giả chỉ có 253

công ty trong tổng số 684 công ty niêm yết được sử dụng làm dữ liệu nghiên cứu.

Do đó, kết quả nghiên cứu chưa thật sự mang tính đại diện.

Từ những hạn chế trên, tác giả mong muốn sẽ thực hiện đề tài nghiên cứu cho một

mẫu lớn hơn, được cập nhật đến các khoảng thời gian dài hơn, đặc biệt là sử dụng

dữ liệu của các công ty chưa niêm yết. Tiếp theo, trong phân tích Ex-post, bài

nghiên cứu chỉ tập trung nghiên cứu những ảnh hưởng của hạn chế tài chính, thu

nhập bất ổn và chi phí đại diện đến sự thay đổi lượng tiền mặt được nắm giữ từ ảnh

hưởng của dòng tiền nên tác giả mong muốn mở rộng hướng nghiên cứu bằng cách

đưa thêm nhiều yếu tố khác vào nghiên cứu như thuế, thay đổi chính sách của Nhà

nước, ổn định chính trị…Ngoài ra, có thể mở rộng nghiên cứu với phương pháp

Bayesian, đây thực sự vẫn còn là một phương pháp mới mẻ đối với các nghiên cứu

kinh tế ở Việt Nam.

63

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Lê Hà Diễm Chi, 2015. Quan hệ giữa đầu tư với dòng tiền và yếu tố hạn chế tài

chính: Nhìn từ các nghiên cứu trải nghiệm. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 24,

trang 31-39.

Nguyễn Thị Liên Hoa và các cộng sự, 2015. Mối quan hệ giữa giá trị doanh nghiệp

và tỷ lệ tiền mặt nắm giữ. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 22, trang 59-65.

Nguyễn Thị Uyên Uyên và Từ Thị Kim Thoa, 2015. Ảnh hưởng của viêc nắm giữ

tiền măt vượt trội đến các quyết định tài chính của các doanh nghiệp Việt. Tạp chí

phát triển và hội nhập, số 25, trang 35-45.

Nguyễn Minh Tiến, 2014. Hồi quy DGMM và PMG với dữ liệu bảng trong Stata.

Chuyên san KTĐN, kỳ 11, trang 40-48.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

Acharya, V., H. Almeida, và M. Campello, 2007. Is cash negative debt? A hedging

perspective on corporate financial policies. Journal of Financial Intermediation, 16:

515–554.

Almeida, H., M. Campello, và M. S. Weisbach, 2004. The cash flow sensitivity of

cash, Journal of Finance, 59: 1777–1804.

Arellano, M., và S. R. Bond, 1991. Some tests of specification for panel data:

Monte Carlo evidence và an application to employment equations. The Review of

Economic Studies, 58: 277–297.

Bates, T. W., K. M. Kahle, và R. M. Stulz, 2009. Why do U.S. firms hold so much

more cash than they used to?,Journal of Finance, 64: 1985–2021.

Blundell, R., và S. Bond, 1998. GMM estimation with persistent data: an

application to production functions, Econometric Reviews, 19: 321–340.

Cleary, S., và B. D’Espallier, 2007. Financial constraints và investment: an

alternative empirical framework. Anales de Estudios Econ omicos y Empresariales

17: 1–41.

64

DeAngelo, H. và DeAngelo, L. 2007. Capital Structure, Payout Policy, and

Financial Flexibility. Marshall School of Business. FBE 02-060T.

D’Espallier, B. và A. Guariglia, forthcoming. Does the investment opportunities

bias affect the investment-cash flow sensitivities of unlisted SMEs?. The European

Journal of Finance, 21: 1-25.

D’Espallier và các cộng sự, 2014. Why do firms save cash from cash flows?

Evidence from firm-level estimation of cash–cash flow sensitivities. Accounting và

Finance, 54:1125-1156.

Dittmar, A., J. Marht-Smith, và H. Servaes, 2003. International corporate

governance và corporate cash holdings, Journal of Financial và Quantitative

Analysis, 38: 111–131.

Dittmar, A., và J. Mahrt-Smith, 2007. Corporate governance và the value of cash

holdings. Journal of Financial Economics, 83: 599–634.

Erickson, T., và T. Whited, 2006. On the accuracy of different measures of Q.

Financial Management, 35: 5–33.

Faulkender. M. và R Wang, 2006. Corporate financial policy và cash holdings.

Journal of Finance, 61: 1957–1990.

Fazzari. S. M., R. G. Hubbard, và B. C. Petersen, 1988. Financing constraints và

corporate investment. Brookings Papers on Economic Activity, 1: 141–195.

Foley, C. F., J. C. Hartzell, S. Titman, và G. Twite, 2006. Why do firms hold so

much cash? A tax–based explanation. Journal of Financial Economics, 86: 579–607.

Jensen, M.C. & W.H.Meckling, 1976, “Theory Of Firm: Managerial Behavior,

Agency Costs Và Ownership Structure”, Journal of Financial Economics3, 305-360.

Finkelstein, S., and R. A. D’Aveni, 1994, CEO duality as a double-edged sword:

how boards of directors balance entrenchment avoidance and unity of command.

Academy of Management Journal 37, 1079–1108.

Han, S., và J. Qiu, 2007. Corporate precautionary cash holdings. Journal of

Corporate Finance, 13: 43–57.

65

Hovakimian, G., 2009. Determinants of investment cash flow sensitivity. Financial

Management, 38: 161–183.

Hovakimian, A., và G. Hovakimian, 2009. Cash flow sensitivity of investment.

European Financial Management, 15: 47–65.

Islam, S., and A. Mozumdar, 2007, Financial market development and the

importance of internal cash: evidence from international data. Journal of Banking

and Finance 31, 641–658.

Jensen, M., 1986. Agency costs of free cash flows, corporate finance và takeovers.

American Economic Review, 76(2): 323–329.

Kaplan, S. N., and L. Zingales, 1997, Do investment-cash flow sensitivities provide

useful measures of financing constraints?, Quarterly Journal of Economics 112,

169– 215.

Kalcheva, I., và K. Lins, 2007. International evidence on cash holdings và expected

managerial agency problems. Review of Financial Studies, 20: 1087–1112.

Keynes, J. M., 1936. The General Theory of Employment. Interst and Money.

London: Harcourt Brace.

Khurana, I., X. Martin, and R. Pereira, 2006, Financial development and the cash

flow sensitivity of cash. Journal of Financial and Quantitative Analysis 41, 787–

806.

Opler, T., L. Pinkowitz, R. Stulz, và R. Williamson, 1999. The determinants và

implications of corporate cash holdings, Journal of Financial Economics, 52: 3–46.

Pawlina, G., and L. Renneboog, 2005, Is investment-cash flow sensitivity caused by

agency costs or asymmetric information? Evidence from the UK. European

Financial Management 11, 483–513.

Pinkowitz, L., R. Stulz, and R. Williamson, 2006, Does the contribution of

corporate holdings and dividends to firm value depend on governance? A cross-

country analysis. Journal of Finance 61: 2725–2751.

Riddick, L., và T. Whited, 2009, The corporate propensity to save. Journal of

Finance, 64: 1729–1766.

66

Stewart Myers và Nicolas Majluf, 1984, Corporate financing and investment

decisions when firms have information that investors do not have. Journal of

Financial Economics, 2: 187-221.

Whited, T., 2006, External finance constraints và the intertemporal pattern of

intermittent investment. Journal of Financial Economics, 81: 467–502.

Whited, T., và G. Wu, 2006, Financial constraints risk. The Review of Financial

Studies, 19: 531–558.

67

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Phương pháp ước tính Bayesian

Lý thuyết Bayesian sử dụng ước tính tham số dựa trên mô hình:

Phương trình 3 là thể hiện định lý xác suất điều kiện Bayes cho rằng các phân phối

của một tham số chắc chắn trên dữ liệu p(θ|y) có thể tính bằng cách kết hợp sự phân

phối của dữ liệu khả dĩ p (y|θ) với sự phân phối tiền nghiệm thể hiện qua tham số

p(θ). Các yếu tố p(y|θ) được gọi là khả dĩ là sự tổng hợp các khả năng của dữ liệu

cho mỗi giá trị có thể có của tham số. Các yếu tố p(θ): thông tin tiền nghiệm: là các

thông tin ban đầu tổng hợp tất cả những kiến thức biết được về tham số. Các kết quả

của việc kết hợp hai yếu tố này là phân phối p (θ|y): phân phối hậu nghiệm: tóm tắt

các tin mới và cập nhật các thông số của θ dựa trên những gì người ta đã biết về các

tham số (tiền nghiệm) và bằng chứng mới từ các dữ liệu (khả dĩ). Toàn bộ quá trình

kết hợp khả năng có thể xảy ra và các thông tin tiền nghiệm trong một giá trị được

gọi là “cập nhật Bayesian” hoặc “Bayes learning”.

Thành quả của Thomas Bayes (1702-1761) - nền tảng toán học của phương pháp

Bayesian đã không được chấp nhận rằng công thức toán học có thể được đưa vào

thực tiễn để làm thống kê đến tận cuối những năm 1980. Lý do là vì thời gian đó, kỹ

thuật lấy số lượng mẫu lớn như chuỗi Markov, phương pháp Monte Carlo (mẫu

Gibbs, thuật toán Metropolis-Hastings) khá phổ biến. Trước khi có phương pháp lấy

mẫu, hàm mật độ hậu nghiệm phải được thu thập từ các thông tin tiền nghiệm và

khả dĩ bằng các tính toán thủ công và nhanh chóng làm các nhà nghiên cứu bị mắc

kẹt trong toán học. Ngày nay, với kỹ thuật lấy mẫu sẵn có, có thể lấy mẫu trực tiếp

từ hàm mật độ hậu nghiệm mà không cần phải đưa ra mật độ xác suất xảy ra hậu

nghiệm riêng rẽ từ tiền nghiệm và các khả dĩ. Phương pháp mô tả của việc khôi

phục thông tin về một tham số chắc chắn có thể được mở rộng để ước tính tham số

của mô hình hồi quy được giải thích trong Lancaster (2004) và Koop (2003) những

cuốn sách này đưa ra một thuật toán 5 bước để ước tính tham số của bất cứ mô hình

68

hồi quy nào. Giả sử tác giả muốn ước tính tham số của mô hình hồi quy dữ liệu

bảng với hai biến:

Trong bước đầu tiên, mô hình kinh tế được xem như một mô hình xác suất có điều

kiện với các giá trị khác nhau ở tham số, cụ thể:

Phương trình (5) và (6) thể hiện rằng các biến độc lâp yRi,tR có thể được xem như một

phân phối chuẩn với giá trị kỳ vọng ở bên phải của mô hình hồi quy. Trong bước

thứ hai, với mỗi thông tin tiền nghiệm của tham số được viết dưới dạng một phân

phối xác suất. Thông thường các giá trị thông tin tiền nghiệm mơ hồ và thiếu sót

vẫn được lấy để đưa ra giá trị hợp lý cho tham số. Cụ thể:

Phương trình (7)-(10) mô tả thông tin chưa xác thực về tham số của mô hình hồi

quy bằng việc mô tả chúng là một dạng phân phối chuẩn với giá trị kì vọng bằng 0

và xem như một biến mở rộng. Ở bước ba, dữ liệu được thu thập và thêm vào mô

hình xác suất. Kỹ thuật lấy mẫu yêu cầu rằng phân phối dữ liệu được đưa vào dưới

dạng một phân phối xác suất. Tuy nhiên với việc sử dụng kỹ thuật lấy mẫu, dữ liệu

chỉ đơn giản là đầu vào trong phần mềm Bayes. Bước 4 tính toán cập nhật đáng tin

cậy về mỗi tham số bằng số lượng mẫu lớn từ hàm mức độ hậu nghiệm một phân

phối đầy đủ cho mỗi tham số như dưới đây:

Bước 5 đánh giá các kết quả bằng cách thay đổi những thông tin ban đầu. Đây là

bước quan trọng để đảm bảo các kết quả khách quan. Những người ủng hộ phương

69

pháp Bayesian đã xác định các lợi ích của việc ước tính các thông số của mô hình

hồi quy, đó là:

Mô hình cung cấp các phân phối ước tính hoán chỉnh cho mỗi tham số thay vì ước

tính chung cho tòan bộ mẫu. Như vậy, ta có được thông tin chi tiết cho từng thông

số và xác suất có thể xảy ra đối với mỗi tham số. Thứ hai, phương pháp Bayesian

không cần các giả định về sai số. Vì vậy, ước tính Bayesian sẽ cung cấp các giá trị

ước tính chính xác hơn. Cuối cùng, phương pháp Bayesian không chỉ giới hạn trong

phạm vi các mô hình ngẫu nhiên và mô hình yếu tố cố định. Trong thực tế, thuật

toán Bayesian được các nhà nghiên cứu ứng dụng theo từng dạng hàm mà nhà

nghiên cứu mong muốn ở bước đầu tiên. Tính chất này thuận tiện cho việc ước tính

mô hình độ dốc không đồng nhất. Tác giả sử dụng WINBUGS (Suy luận Bayesian

với mẫu Gibbs) trong nghiên cứu này. Đây là một chương trình sử dụng mẫu Gibbs

và đưa ra các công cụ để phân tích hồi quy như biểu đồ, hàm mật độ,.. chạy

WINBUGS điển hình gồm kiểm tra, chạy dữ liệu, tính toán Byesian tính toán phân

tích kết quả và số liệu thống kê.

70

Phụ lục 2

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp FE (không có biến giả thời

gian).

71

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp GMM (không có biến giả

thời gian).

72

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp SYS-GMM (không có biến

giả thời gian).

73

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp FE (có biến giả thời gian).

74

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp GMM (có biến giả thời

gian).

75

Kết quả ước lượng mô hình (1) theo phương pháp SYS-GMM (có biến giả thời gian).

76

Kiểm định Spearman’s rank correlation cho các kết quả hồi quy từ Bayesian

Kiểm định Correlation coefficient cho các kết quả hồi quy từ Bayesian

77

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Standard deviation EBIT/TA- không có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Standard deviation Netprofit/TA-không có biến giả ngành)

78

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Serial Correlation EBIT/TA- không có biến giả ngành).

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Serial Correlation Netprofit/TA- không có biến giả ngành).

79

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Standard deviation EBIT/TA-có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Standard deviation Netprofit/TA- có biến giả ngành)

80

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Serial Correlation EBIT/TA- có biến giả ngành).

Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS (biến Serial Correlation Netprofit/TA- có biến giả ngành)

81

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Standard deviation EBIT/TA- không có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Standard deviation Netprofit/TA- không có biến giả ngành)

82

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Serial Correlation EBIT/TA- không có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Serial Correlation Netprofit/TA- không có biến giả ngành)

83

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Standard deviation EBIT/TA- có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Standard deviation Netprofit/TA- có biến giả ngành)

84

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Serial Correlation EBIT/TA- có biến giả ngành)

Kết quả ước lượng mô hình Logit (biến Serial Correlation Netprofit/TA- có biến giả ngành)