Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong trường hợp hạn chế tài chính

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

-----------0o0-----------

TRẦN PHƯƠNG THẢO

MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ

HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - 2019

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

-----------0o0-----------

TRẦN PHƯƠNG THẢO

MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ

HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã ngành: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

TP. HỒ CHÍ MINH -2019

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu khoa học của riêng tôi dựa trên sự

hướng dẫn của PGS.TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo. Các thông tin và số liệu trong bài

nghiên cứu có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể. Kết quả nghiên cứu là trung thực và chưa

được công bố trong bất kỳ công trình nghiên cứu nào.

Tp Hồ Chí Minh, Ngày 19 tháng 03 năm 2019

Người thực hiện

Trần Phương Thảo

MỤC LỤC

LỜI CAM ĐOAN ...................................................................................................................... 3

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ........................................................................................... 5

DANH MỤC BẢNG ................................................................................................................. 6

TÓM TẮT .................................................................................................................................. 7

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .......................................................................................... 1

1.1 Lý do chọn đề tài:............................................................................................................. 1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu: ....................................................................................................... 2

1.3 Phương pháp nghiên cứu: ................................................................................................ 3

1.4 Kết cấu nghiên cứu: ......................................................................................................... 3

CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ................................................... 4

2.1 Khung lý thuyết ................................................................................................................ 4

Động cơ nắm giữ tiền mặt: ................................................................................................. 4

Lý thuyết về quyết định nắm giữ tiền mặt:......................................................................... 5

Phân loại các công ty hạn chế tài chính .............................................................................. 7

2.2 Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc kì hạn nợ và việc nắm giữ tiền mặt:......................................................................................................................................... 9

CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ..................................................................... 18

3.1 Mô hình nghiên cứu ....................................................................................................... 18

3.1.1 Mô hình 1: Mô hình nắm giữ tiền mặt .................................................................... 18

3.1.2 Mô hình 2: Mô hình kỳ hạn nợ ................................................................................ 21

3.2 Dữ liệu nghiên cứu ......................................................................................................... 23

3.3 Phương pháp ước lượng ................................................................................................. 31

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM ....................................................... 32

4.1 Kết quả kiểm định mô hình 1 ......................................................................................... 32

4.2 Kết quả hồi quy mô hình 2: ............................................................................................ 36

4.3 Kết quả hồi quy phương trình đồng thời: ....................................................................... 38

4.4 Hồi quy theo phân loại công ty hạn chế tài chính .......................................................... 41

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ ................................................................... 44

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

TỪ VIẾT TẮT TÊN TIẾNG ANH ĐẦY ĐỦ TIÊN TIẾNG VIỆT ĐẦY ĐỦ

EMU Euro Monetary Union Khối Liên minh Kinh tế và

Tiền tệ

FEM Fix Effect Model Mô hình hiệu ứng cố định

REM Random Effect Model Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên

GMM Generalized Method of Phương pháp ước lượng tổng

Moments quát hóa thời điểm

HNX Ha Noi Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán Hà

Nội

HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán

thành phố Hồ Chí Minh

Depreciation Khấu hao KH

Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ OLS

nhất

S-GMM System Generalized Method of Phương pháp ước lượng tổng

Moments quát hóa thời điểm hệ thống

Fixed assets Tài sản cố định TSCĐ

Owners' equity Vổn chủ sở hữu VCSH

DANH MỤC BẢNG

Bảng 3.1: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình tiền mặt ................................................. 20

Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình kỳ hạn nợ .............................................. 22

Bảng 3.3: Tóm tắt cách tính biến và nguồn dữ liệu: ..................................................... 24

Bảng 3.4: Thống kê mô tả các biến .............................................................................. 27

Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình ............................... 29

Bảng 4.1: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm giữ tiền mặt.. 32

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình kỳ hạn nợ ............. 37

Bảng 4.3: Hồi quy khi ước tính một hệ phương trình bằng phương pháp System GMM

....................................................................................................................................... 39

Bảng 4.4: Phân loại công ty hạn chế tài chính .............................................................. 42

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong

trường hợp hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam” nhằm xem

xét ảnh hưởng của kỳ hạn nợ và việc nắm giữ tiền mặt của 489 công ty phi tài chính

niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở

Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX). Theo nghiên cứu của (Brick and Liao 2017)

kết quả cho thấy mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ

và mối quan hệ này tương quan cùng chiều mạnh nhất giữa các công ty hạn chế tài

chính. Tuy nhiên, kết quả phân tích mẫu nghiên cứu ở Việt Nam bằng phương pháp

System GMM đưa ra bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và

kỳ hạn nợ của doanh nghiệp là mối tương quan ngược chiều nhưng tác động qua lại

lẫn nhau đặc biệt là ở các công ty bị hạn chế tài chính. Điều này cho rằng đối với các

doanh nghiệp ở Việt Nam khi tình hình công ty khó khăn đặc biệt là sau giai đoạn

khủng hoảng kinh tế toàn cầu thì công ty sẽ khó tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngoài

đặc biệt là vay nợ dài hạn nên công ty sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ từ lợi

nhuận giữ lại để tăng lượng tiền mặt nắm giữ. Tuy nhiên đó chỉ là phản ứng ngắn hạn

với động cơ giao dịch và động cơ phòng ngừa rủi ro thanh khoản. Vì vậy, mà các

doanh nghiệp ở Việt Nam nên đưa ra mức nắm giữ tiền mặt tối ưu và cân đối việc sử

dụng nợ vay để giúp doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro trong dài hạn.

Từ khóa: nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ, hạn chế tài chính, System GMM.

ABSTRACT

"The relationship between cash holding and debt maturity in case of financial

constraints: empirical research in Vietnam" to consider the impact of debt maturity

and cash holding of 489 non-financial companies listed on Ho Chi Minh City Stock

Exchange (HOSE) and Hanoi Stock Exchange (HNX). According to the study of

(Brick and Liao 2017) the results show a significant positive relationship between

cash holdings and debt maturity and this relationship is positively correlated between

financial constraining companies. However, the results of research samples in

Vietnam by System GMM method provide evidence that the relationship between

cash holding and debt maturity of enterprises is is negative correlation especially in

financially constrained companies. This suggests that for businesses in Vietnam when

the company situation is difficult, especially after the global economic crisis, the

company will be difficult to access external funding, especially long-term debt. So the

company will prioritize the use of internal capital from retained earnings to increase

the holding amount. However, it is only a short-term reaction to trading engine and

liquidity risk prevention engine. Therefore, enterprises in Vietnam should offer

optimal cash holding and balance the use of debt to help businesses prevent risks in

the long term.

Key: Cash Holding, Debt Maturity, financial constraints, System GMM.

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

1.1 Lý do chọn đề tài:

Tiền mặt là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến mọi hoạt động kinh

doanh của một doanh nghiệp. Trong bảng cân đối kế toán thì tiền mặt là tài sản ngắn

hạn có tính thanh khoản cao nhất và tác động trực tiếp đến việc hoạch định tài chính

của doanh nghiệp. Trước khi thực hiện bất kì quyết định nào liên quan đến đầu tư hay

phân phối, nhà quản trị luôn cố gắng gia tăng việc nắm giữ tiền mặt và các khoản

tương đương tiền. Dòng tiền của một doanh nghiệp chủ yếu đến từ hoạt động sản xuất

kinh doanh, hoạt động tài chính (huy động vốn nợ hoặc vốn cổ phần) và phần nào đó

là hoạt động đầu tư. Theo lý thuyết trật tự phân hạng của (Myers and Majluf 1984),

thứ tự nguồn vốn mà doanh nghiệp sẽ ưu tiên sử dụng là lợi nhuận giữ lại, tiếp đến là

vốn vay và cuối cùng là phát hành vốn cổ phần. Hiện nay, với việc thị trường chứng

khoán Việt Nam vẫn chưa thật sự phát triển trong khi thị trường trái phiếu không mấy

phổ biến thì vốn vay ngân hàng là một nguồn tài trợ tương đối lý tưởng với các doanh

nghiệp. Tuy nhiên, xu hướng chung của các doanh nghiệp là ưa thích sử dụng nợ ngắn

hơn hơn là nợ dài hạn. Nguyên nhân chính dẫn đến tình trạng này là do xếp hạng tín

dụng hầu hết các doanh nghiệp còn thấp trong khi rủi ro biến động lãi suất trong dài

hạn ở các quốc gia đang phát triển như Việt Nam là tương đối cao. Bên cạnh đó, việc

sử dụng công cụ nợ cùng đòi hỏi doanh nghiệp cần phải có năng lực tốt trong việc

quản trị dòng tiền để hoàn thành nghĩa vụ lãi vay cũng như nợ gốc. Thông thường khi

có một khoản nợ sắp đáo hạn, doanh nghiệp sẽ để ra một nguồn tiền riêng dùng cho

việc thực hiện nghĩa vụ thanh toán trong tương lai. Tuy vậy, điều này sẽ phần nào

khiến cho việc sử dụng nguồn vốn của doanh nghiệp thiếu hiệu quả.

Trên thế giới hiện nay đã có nhiều bài nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu về mối quan

hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ đáo hạn của việc vay nợ. Cụ thể là (Harford, Klasa et

al. 2014) dựa trên quan điểm giả sử công ty không được tái tài trợ bằng cách vay nợ,

thì lượng tiền mặt nắm giữ lớn sẽ giúp doanh nghiệp tăng khả năng thanh khoản

không phải bán các tài sản sẵn có. Chính vì vậy, lượng nợ sắp đáo hạn càng lớn thì

doanh nghiệp càng có xu hướng năm giữ nhiều tiền mặt hơn và ngược lại. Nghiên cứu

này cho thấy mối quan hệ giữa khoản vay dài hạn tới hạn trả (đại diện cho kỳ hạn nợ)

và nắm giữ tiền mặt tác động lẫn nhau. Bài nghiên cứu gần đây nhất (Brick and Liao

2017) sử dụng phương pháp ước lượng GMM cũng đưa ra kết quả tương tự về mối

quan hệ giữa kỳ hạn nợ và nắm giữ tiền mặt đặc biệt là đối với các công ty hạn chế tài

chính.

Việt Nam là thị trường mới nổi có tốc độ tăng trưởng kinh tế tương đối mạnh mẽ

trong nhiều năm trở lại đây với số lượng doanh nghiệp tăng lên đáng kể. Như đã đề

cập ở trên, với việc thị trường vốn tại Việt Nam chưa thật sự phát triển thì kênh tín

dụng ngân hàng vẫn đóng vai trò quan trọng đối với hoạt động của các doanh nghiệp.

Hiện nay cũng đã có khá nhiều nghiên cứu ở Việt Nam xem xét về chủ đề hành vi

nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Tuy nhiên chưa có nhiều nghiên cứu xem xét kỳ

hạn nợ và mối quan hệ giữa yếu tố này với việc nắm giữ tiền. Thêm vào đó, việc xem

xét mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp với kỳ hạn nợ, đặc

biệt là sau giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu, sẽ có những đóng góp nhất định

vào cơ sở lý thuyết tại Việt Nam. Trên cơ sở đó, tác giả tiến hành thực hiện nghiên

cứu: “Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong trường hợp

hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam” nhằm xem xét ảnh

hưởng của kỳ hạn nợ và việc nắm giữ tiền mặt ở các công ty phi tài chính trên Sở

Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao Dịch Chứng

Khoán Hà Nội (HNX) từ năm 2008 đến năm 2017.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu:

- Thứ nhất, nghiên cứu mối quan hệ giữa kỳ han nợ và lượng tiền mặt nắm giữ

trong doanh nghiệp.

- Thứ hai, trong trường hợp hạn chế tài chính, kỳ hạn nợ và lượng tiền mặt nắm

giữ trong doanh nghiệp tác động qua lại lẫn nhau.

1.3 Phương pháp nghiên cứu:

- Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu bảng của các công ty phi tài

chính được niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh

(HOSE) và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn nghiên cứu

10 năm từ 2008-2017.

- Các chỉ số tài chính được tác giả thu thập trong các báo cáo tài chính đã qua

kiểm toán và báo cáo thường niên thông qua Stock Plus và Thomson Reuters

Eikon.

- Nghiên cứu thực nghiệm được đo lường bằng phương pháp hồi quy Pooled

OLS, FEM, REM và phương pháp ước lượng tổng quát hóa thời điểm (System

Generalised Method of Moments – System GMM) được sử dụng để giải quyết vấn

đề nội sinh trong mô hình ước lượng trên phần mềm STATA15.

1.4 Kết cấu nghiên cứu:

Bài nghiên cứu gồm 5 phần:

- Chương 1 - Giới thiệu đề tài: Ở chương này tác giả trình bày lý do chọn đề

tài, mục tiêu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu cũng như kết cấu nghiên cứu.

- Chương 2 - Tổng quan các nghiên cứu trước đây: Trong chương này tác giả

trình bày lý thuyết nền tảng về vấn đề đề nắm giữ tiền mặt. Sau đó tổng hợp những

điểm nổi bật của các bài nghiên cứu trước đây có liên quan đến mối quan hệ giữa

việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ.

- Chương 3 - Phương pháp nghiên cứu: Trình bày phương pháp nghiên cứu,

nguồn dữ liệu, cách thu thập xử lý số liệu, biến, mô hình.

- Chương 4 - Kết quả nghiên cứu ở Việt Nam: Trình bày kết quả thu được từ

thực nghiệm ở Việt Nam về mối quan hệ giữa nợ tới hạn và việc nắm giữ tiền mặt

của các công ty hạn chế tài chính.

- Chương 5 - Kết luận và khuyến nghị: Tổng kết lại vấn đề nghiên cứu,

khuyến nghị cho các công ty Việt Nam, hạn chế đề tài.

CHƯƠNG 2.CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1 Khung lý thuyết

Động cơ nắm giữ tiền mặt:

Tiền mặt đóng vai trò cực kì quan trọng đối với hoạt động của mỗi doanh nghiệp.

Doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt vì một số động cơ chính như: động cơ giao dịch, động

cơ phòng ngừa, động cơ đầu cơ, động cơ về thuế.

Động cơ giao dịch của nắm giữ tiền mặt liên quan đến nhu cầu tiền mặt cần dùng để

trang trải các chi phí quản lý và để đáp ứng cho các hoạt động kinh doanh thường

xuyên của doanh nghiệp (Keynes 1936). Điều này được giải thích cụ thể như sau:

Trong thực tế kinh doanh hiện nay, các doanh nghiệp bán hàng và cung cấp dịch vụ

theo chính sách tín dụng thương mại.Nên trong khi chưa đến hạn thanh toán từ khách

hàng doanh nghiệp có thể sẽ bị thiếu hụt tiền mặt.

Do đó, với lượng tiền mặt nắm giữ sẵn có, doanh nghiệp sẽ đảm bảo cho hoạt động

quản lý và kinh doanh được tiến hành một cách bình thường, suôn sẻ và tránh những

chi phí phát sinh cũng như những bất lợi do tình trạng thiếu tiền mặt.

Ngoài mục đích giao dịch thì bên cạnh đó nắm giữ tiền mặt còn vì động cơ phòng

ngừa, các doanh nghiệp cần tích trữ tiền mặt để tự bảo vệ mình chống lại những cú

sốc tài chính bất ngờ xảy ra. Và còn có thể tránh được việc sử dụng nguồn vốn bên

ngoài với chi phí cao hơn do vấn đề thông tin bất cân xứng trong công ty. Vì vậy

những công ty có xảy ra vấn đề bất cân xứng thông tin thường nắm giữ tiền mặt nhiều

hơn. Ngoài ra, tính thanh khoản cao sẽ làm giảm khả năng gánh chịu các chi phí kiệt

quệ tài chính nếu các hoạt động của doanh nghiệp không tạo ra dòng tiền đủ để đáp

ứng các khoản thanh toán nợ bắt buộc (Faulkender and Wang 2006).

(Keynes 1936) trong lý thuyết về sự ưa thích tiền mặt cho rằng tiền là phương tiện cất

giữ và là động cơ đầu cơ, nhu cầu này phụ thuộc vào kỳ vọng của các chủ thể kinh tế

đối với quá trình tăng lãi suất và kỳ vọng lãi suất dài hạn sẽ quyết định nên nắm giữ

tiền mặt hay nắm giữ chứng khoán khác.

Động cơ về thuế thường phát sinh trong trường hợp các công ty đa quốc gia có nhiều

công ty con ở nước ngoài, họ phải gánh chịu một khoản thuế quá lớn khi chuyển tiền

từ công ty con về công ty mẹ, do đó, để tránh khoản thuế này, các công ty con sẽ nắm

giữ lượng tiền mặt lớn thay vì chuyển về cho công ty mẹ. (Foley, Hartzell et al. 2007)

cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng các công ty đa quốc gia ở Mỹ thực

sự giữ tiền mặt nhiều hơn ở các công ty con ở nước ngoài. Ngoài ra, các cổ đông của

những công ty đa quốc gia thì cổ tức của họ bị đánh thuế hai lần. Một lần là thuế thu

nhập doanh nghiệp và một lần là thuế thu nhập cá nhân đánh trên cổ tức cổ đông nhận

được. Vì vậy để tránh được việc bị đánh thuế hai lần thì thay vì chia cổ tức cho cổ

đông các công ty thường giữ lại lượng tiền mặt lớn.

Lý thuyết về quyết định nắm giữ tiền mặt:

Trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu giải thích tại sao các công ty nắm giữ tiền mặt và

quyết định khối lượng của nó bằng nhấn mạnh trong các mô hình lý thuyết như lý

thuyết đánh đổi (Trade- off Theory) của (Myers 1977), lý thuyết trật tự phân hạng

(Pecking Order Theory) của (Myers and Majluf 1984) và lý thuyết dòng tiền tự do

(Free Cashflow Theory) của (Jensen 1986) cũng như trong các bằng chứng thực

nghiệm được xây dựng trên (Fazzari, Hubbard et al. 1988)

Lý thuyết đánh đổi (Myers, 1977)

Một mức tiền mặt tối ưu của doanh nghiệp được thiết lập dựa trên sự đánh đổi giữa

chi phí biên và lợi ích biên (Myers 1977). Thứ nhất, một công ty có sẵn tiền mặt có

thể đáp ứng đúng lúc các giao dịch của hoạt động sản xuất kinh doanh. (Miller and

Orr 1966) đưa ra kết luận nhu cầu về tiền mặt phát sinh khi một công ty phải gánh

chịu chi phí giao dịch liên quan đến chuyển đổi một tài sản tài chính phi tiền mặt

thành tiền và sử dụng tiền mặt để thanh toán. Theo (Opler, Pinkowitz et al. 1999),

(Bates, Kahle et al. 2009) công ty giữ tiền mặt cho hoạt động kinh doanh để đáp ứng

như cầu thanh toán hàng ngày. Thứ hai, các công ty nắm giữ tiền mặt để đối phòng

ngừa rủi ro khi tiếp cận thị trường vốn với chi phí cao. (Opler, Pinkowitz et al. 1999)

thấy rằng các doanh nghiệp có dòng tiền rủi ro và khó khăn trong việc huy động

nguồn vốn tài trợ bên ngoài thì chính sách của công ty là nắm giữ tiền mặt. Trong thời

kỳ khủng hoảng kinh tế, các công ty cần phải nắm giữ tiền mặt nhiều hơn để tránh vay

nợ với chi phí huy động vốn cao và tính thanh khoản của tài sản trong giai đoạn này

cũng giảm xuống đáng kể. Chi phí biên của việc nắm giữ tiền mặt là sự khác nhau

giữa lợi ích có được khi nắm giữ tiền mặt và lãi suất mà công ty phải trả để tài trợ

thêm bằng tiền mặt. Vì vậy lý thuyết đánh đổi dự đoán mối tương quan cùng chiều

giữa giữa cơ hội đầu tư và quyết định nắm giữ tiền mặt.

Lý thuyết trật tự phân hạng (Myers and Majluf 1984)

Lý thuyết trật tự phân hạng của (Myers and Majluf 1984) cho rằng các doanh nghiệp

thích tài trợ nội bộ hơn tài trợ bên ngoài. Trật tự phân hạng là hậu quả của bất cân

xứng thông tin. Nhà quản lý biết về doanh nghiệp mình nhiều hơn các nhà đầu tư bên

ngoài, vì vậy để giảm thiểu vấn đề này công ty ưu tiên trước hết sử dụng lợi nhuận giữ

lại, tiếp theo là chuyển sang vay nợ, rồi đến các chứng khoán ghép như trái phiếu

chuyển đổi, sau đó cổ phần thường là phương án cuối cùng. Sử dụng lợi nhuận giữ lại

đầu tiên là do nguồn tài trợ này có thời gian huy động vốn ngắn và chi phí sử dụng

vốn thấp. Tiếp đến là nguồn tài trợ bên ngoài dưới hình thức nợ vay trước phát hành

cổ phần vì nợ vay có xu hướng gánh chịu ít chi phí do thông tin bất cân xứng thấp

hơn.

Nghiên cứu của (Dittmar, Mahrt-Smith et al. 2003) cũng ủng hộ quan điểm về lý

thuyết trật tự phân hạng đưa ra kết luận không có mức tiền mặt tối ưu. Khi doanh

nghiệp hoạt động tốt có dòng tiền lớn đủ để tài trợ cho các dự án đầu tư mới thì khi đó

doanh nghiệp trả nợ và tăng nắm giữ tiền mặt. Khi lợi nhuận không đủ để tài trợ cho

các dự án thì doanh nghiệp sẽ giảm lượng tiền mặt của họ sau đó mới vay nợ từ bên

ngoài nhưng sẽ hạn chế phát hành cổ phiếu vì chi phí cao.

Lý thuyết dòng tiền tự do (Jensen 1986)

Ngoài hai lý thuyết trên giải thích về động cơ nắm giữ tiền mặt thì lý thuyết dòng tiền

tự do (Jensen 1986) cho rằng động cơ nắm giữ tiền mặt bắt nguồn từ mâu thuẫn giữa

cổ đông và nhà quản lý: vấn đề đại diện. Một mặt các nhà quản lý luôn muốn giữ lại

tiền mặt nhằm phục vụ mục đích cá nhân, điều này cho phép họ tăng sức mạnh của

mình để tuỳ ý quyết định các dự án đầu tư mới mà có thể dẫn đến vấn đề đầu tư quá

mức thậm chí là đầu tư vào các dự án có NPV âm. Đồng thời việc nắm giữ tiền mặt

cũng là do các nhà quản lý sợ rủi ro. Các nhà quản lý nắm giữ nhiều tiền mặt có thể để

phục vụ cho lợi ích cá nhân, hay để tăng lương, thưởng, bổng lộc của họ thay vì dùng

tiền đầu tư vào các dự án hiệu quả. Tuy nhiên các cổ đông thích chi trả cổ tức hơn giữ

lại lợi nhuận để đầu tư. Những hành động của nhà quản lý đều gây tổn hại đến lợi ích

của cổ đông.Vì vậy để tránh những hậu quả do nhà quản lý gây ra, cổ đông muốn giữ

một mức tiền mặt thấp hơn.

Phân loại các công ty hạn chế tài chính

(Kaplan and Zingales 1995) đưa ra định nghĩa một công ty bị hạn chế tài chính là nếu

công ty không thể huy động vốn từ nguồn tài trợ bên ngoài để thực hiện các quyết

định đầu tư mà công ty phải lựa chọn thực hiện nguồn tài trợ nội bộ đến từ lợi nhuận

giữ lại. Lý do dẫn đến vấn đề này là xảy ra tình trạng bất cân xứng thông tin dẫn đến

chi phí sử dụng nguồn vốn bên ngoài cao hơn nguồn vốn nội bộ.

Trong khi đó, (Almeida, Campello et al. 2004) đưa ra quan điểm rằng nếu một công ty

có khả năng tiếp cận và huy động nguồn vốn bên ngoài một cách thuận lợi thì công ty

đó được xem là công ty không bị hạn chế tài chính. Bên cạnh đó, (Korajczyk and

Levy 2003) cho rằng công ty bị hạn chế tài chính là khi không có đủ tiền để tài trợ cho

các cơ hội đầu tư trong tương lai và phát sinh vấn đề đại diện dẫn đến khó tiếp cận

nguồn vốn bên ngoài.

Một số phương pháp phân loại hạn chế tài chính hiện nay được sử dụng phổ biến

trương các bài nghiên cứu: chi trả cổ tức, quy mô công ty, tình trạng niêm yết trên thị

trường chứng khoán, chỉ số đo lường rủi ro phá sản Z-core, chỉ số KZ của (Kaplan and

Zingales 1995), chỉ số phân biệt hạn chế tài chính WW của (Whited and Wu 2006).

Cụ thể là, nghiên cứu của (Fazzari, Hubbard et al. 1988) dựa trên tỷ lệ cổ tức trên thu

nhập để xác định công ty bị hạn chế tài chính. Công ty có tỷ lệ cổ tức trên thu nhập

càng thấp thì khả năng thanh toán thấp thì công ty đó bị hạn chế tài chính. Vì những

công ty không đủ nguồn vốn nội bộ bên trong để tài trợ cho các cơ hội đầu tư và đồng

thời cũng không có khả năng huy động vốn bên ngoài nên công ty có xu hướng chi trả

cổ tức thấp để đủ vốn nội bộ bù đắp cho nhu cầu thực hiện đầu tư. Tương tự (Almeida,

Campello et al. 2004) cũng cho rằng các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp là các

công ty bị hạn chế tài chính.

Bên cạnh thước đo tỷ lệ chi trả cổ tức, nhiều nghiên cứu đã sử dụng quy mô công ty

mà đại diện là quy mô của tổng tài sản để thay cho tỷ lệ chi trả cổ tức để đo lường hạn

chế tài chính. Theo nghiên cứu của (Schiantarelli 1995) đưa ra kết luận các công ty có

quy mô nhỏ bị hạn chế tài chính nhiều hơn các công ty quy mô lớn. Lý do thứ nhất là

do công ty có quy mô nhỏ có ít tài sản thế chấp hơn nên khó vay nợ hơn công ty có

quy mô lớn. Lý do thứ hai, các công ty có quy mô nhỏ thường là các công ty mới

thành lập nên có ít thông tin về công ty ở ngoài thị trường vì vậy khó khăn trong việc

tiếp cận nguồn vốn. (Kadapakkam, Kumar et al. 1998) cho rằng tỷ lệ chi trả cổ tức

chưa phải là thước đo hạn chế tài chính chính xác mà đưa ra kết luận những công ty có

quy mô lớn sẽ có dễ dàng huy động nguồn tài trợ bên ngoài hơn so với các công ty có

quy mô nhỏ. Ngược lại, các công ty có quy mô nhỏ thường có nguồn vốn nội bộ ít hơn

và gặp khó khăn nhiều hơn trong việc phát hành cổ phần và vay nợ với chi phí khá

cao. (Whited and Wu 2006) cũng đưa ra kết luận những công ty không bị hạn chế tài

chính là những công ty có quy mô lớn và có tính thanh khoản cao. (Erickson and

Whited 2000), (Almeida, Campello et al. 2004), (Denis and Sibilkov 2009) cũng đã sử

dụng quy mô của tổng tài sản để phân loại công ty hạn chế tài chính. Cụ thể là, sắp

xếp giá trị sổ sách của tổng tài sản theo thứ tự quy mô từ lớn đến nhỏ, 1/3 công ty nằm

đầu bảng sẽ là công ty ít bị hạn chế tài chính và 1/3 công ty nằm dưới cùng của bảng

sẽ là những doanh nghiệp bị hạn chế tài chính.

Nghiên cứu của (Faulkender and Wang 2006) đưa ra lập luận rằng căn cứ vào quy mô

công ty và cả tình trạng niêm yết trên thị trường chứng khoán để đo lường hạn chế tài

chính. (Faulkender and Wang 2006) đưa ra kết luận các công ty có quy mô nhỏ đồng

thời chưa được niêm yết sẽ bị hạn chế tài chính nhiều hơn vì có rất ít thông tin về công

ty được đưa ra bên ngoài. Bên cạnh đó, các công ty đã niêm yết do có quy mô lớn và

có nhiều thông tin trên thị trường hơn vì đó là điều kiện để phát hành cổ phiếu ra công

chúng nên sẽ ít bị hạn chế tài chính hơn.

Trong khi đó, (Gilchrist and Himmelberg 1995) và (Almeida, Campello et al. 2004)

dựa vào việc xếp hạng trái phiếu của các công ty để đo lường hạn chế tài chính. Và

đưa ra kết luận rằng những công ty bị hạn chế tài chính thì trái phiếu của công ty đó

không được xếp hạng và ngược lại là những công ty không bị hạn chế tài chính vì

những công ty có trái phiếu được xếp hạng tín nhiệm từ đó sẽ thuận lợi cho việc tiếp

cận với các nguồn vốn bên ngoài hơn.

Bên cạnh việc sử dụng các thước đo dựa trên đặc điểm công ty như chi trả cổ tức,

quy mô công ty, xếp hạng trái phiếu để xác định công ty bị hạn chế tài chính còn có

các chỉ số đo lường hạn chế tài chính KZ của (Kaplan and Zingales 1997), chỉ số phân

biệt hạn chế tài chính WW của (Whited and Wu 2006). Chỉ số KZ càng cao thể hiện

công ty bị hạn chế tài chính và ngược lại. Và cũng tương tự, chỉ số hạn chế tài chính

WW càng cao thể hiện doanh nghiệp có mức độ hạn chế tài chính ngày càng cao và

ngược lại.

Trong bài nghiên cứu này, tác giả nghiên cứu dựa trên tiêu chí quy mô của tổng tài sản

để đo lường để đo lường hạn chế tài chính theo nghiên cứu của (Erickson and Whited

2000), (Almeida, Campello et al. 2004), (Denis and Sibilkov 2009) và (Brick and Liao

2017).

2.2 Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc kì hạn nợ và việc nắm

giữ tiền mặt:

Việc nắm giữ tiền mặt và cấu trúc kỳ hạn nợ là những quyết định quan trọng trong

chính sách tài trợ của doanh nghiệp và có sự đánh đổi giữa hai quyết định này.

(Ferreira, Vilela 2004) cho rằng mối quan hệ giữa vay nợ ngân hàng và nắm giữ tiền

mặt là ngược chiều. Nếu doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay từ ngân hàng,

doanh nghiệp sẽ nắm giữ ít lượng tiền mặt hơn vì lý do phòng ngừa. Tuy nhiên, không

cần thiết phải nắm giữ tiền mặt quá mức vì phải đánh đổi các lợi ích từ lá chắn thuế

của việc vay nợ.

Nắm giữ tiền mặt cho phép một công ty có thể tránh được việc sử dụng nguồn vốn bên

ngoài là nợ với chi phí sử dụng vốn cao. Vì vậy những công ty có xảy ra vấn đề bất

cân xứng thông tin dẫn đến giá trị công ty bị định giá sai thường nắm giữ tiền mặt

nhiều hơn. Điều này giúp công ty tránh bán tài sản hiện hữu để trả các khoản nợ tới

hạn hoặc có thể đầu tư vào các dự án cơ hội tăng trưởng cao. Ngoài ra, tính thanh

khoản cao sẽ làm giảm khả năng gánh chịu các chi phí kiệt quệ tài chính.

Theo lý thuyết chi phí đại diện cho rằng các khoản nợ đang hiện hữu tại doanh nghiệp

gây ra mâu thuẫn giữa chủ nợ và cổ đông và dẫn đến vấn đề phát sinh chi phí đại diện

của nợ. (Myers 1977) cho rằng vấn đề đại diện xảy ra khi phát hành nợ có thể được

giảm bằng cách rút ngắn kỳ hạn nợ. Vì kỳ hạn nợ ngắn hơn giúp các chủ nợ có thể có

được nhiều thông tin hơn dẫn đến tăng giám sát về người đi vay hơn và tránh được

tình trạng đầu tư dưới mức (ví dụ như nghiên cứu của James (1987), Lummer và

McConnell (1989), và Rauh và Sufi (2010)).Tóm lại, để giải quyết các vấn đề thông

tin bất cân xứng dẫn đế vấn đề đại diện, và đầu tư dưới mức thì doanh nghiệp nên cân

nhắc đồng thời đến mối quan hệ giữa kỳ hạn nợ và nắm giữ tiền mặt.

Kỳ hạn nợ được kỳ vọng có mối tương quan cùng chiều với nắm giữ tiền mặt. Kỳ hạn

nợ có liên quan đến rủi ro thanh khoản của doanh nghiệp, do đó các doanh nghiệp có

kỳ hạn nợ dài hơn sẽ phải nắm giữ tiền mặt nhiều hơn trong trường hợp doanh nghiệp

không thể thanh toán các khoản nợ cố định trong thời kỳ suy thúy thoái kinh tế

(Morris, 1992).

Barclay và Smith (1995) nghiên cứu ở 328 công ty trong khoảng thời gian từ 1980 đến

1989 cũng đưa ra bằng chứng cả công ty có xếp hạng tín dụng cao nhất và thấp nhất sẽ

phát hành nợ ngắn hơn trong khi các công ty có xếp hạng tín dụng trung bình sẽ phát

hành nợ dài hạn. Cũng có thể lập luận các công ty có xếp hạng tín dụng cao nhất thì

có khả năng tiếp cận vay tốt hơn, dự kiến các công ty này sẽ giữ ít tiền mặt hơn vì lý

do phòng ngừa, điều này đưa ra lập luận kỳ hạn nợ có có ảnh hưởng đến việc nắm giữ

tiền mặt.

Nghiên cứu (Harford, Klasa et al. 2014) cho rằng khi một doanh nghiệp có tỉ lệ nợ đến

hạn càng cao cho thấy doanh nghiệp đang đứng trước áp lực tái tài trợ càng lớn, rủi ro

tái tài trợ càng cao, khi đó, để giảm rủi ro tái tài trợ, doanh nghiệp sẽ tăng lượng tiền

mặt nắm giữ nhằm hai mục đích: giảm nguy cơ đối diện với với tình trạng đầu tư dưới

mức và tăng khả năng thanh khoản của doanh nghiệp nếu phải đối diện với các khó

khăn khi tái tài trợ đặc biệt là các công ty bị hạn chế tài chính dựa trên giả thiết việc

nắm giữ tiền mặt cho phép một công ty làm giảm những tác động xấu từ rủi ro tái tài

trợ. Ví dụ, tiền mặt có sẵn có thể cho phép công ty tiếp tục đầu tư vào các dự án trong

tương lai. Giả sử công ty không được tái tài trợ, thì lượng tiền mặt nắm giữ lớn sẽ giúp

công ty không phải bán tài sản chính để trả các khoản vạy nợ tới hạn. Chính vì vậy mà

quyết định nắm giữ tiền mặt trong doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi kỳ đáo hạn của việc

vay nợ. Cũng chính tác giả này cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro tái tài trợ mà đại diện

là khoản vay dài hạn tới hạn trả và nắm giữ tiền mặt là mối quan hệ qua lại lẫn nhau.

Q Sun (2014) nghiên cứu mẫu các công ty đại chúng ở Hoa Kỳ về động cơ nắm giữ

tiền mặt bằng cách phát triển một mô hình động của nợ dài hạn với rủi ro tài trợ. Khi

các công ty phải đối mặt với điều kiện tài chính không đảm bảo thì họ có hai lựa chọn

để duy trì sự linh hoạt nguồn vốn trong tương lai. Lựa chọn đầu tiên là giảm nợ được

giải thích bởi động cơ phòng ngừa. Lựa chọn thứ hai là cho phép vay nợ dài hạn. Với

nợ dài hạn, các công ty có thể và dùng khoản vay đó để xây dựng quỹ tiền mặt dự trữ

đảm bảo khả năng tín dụng cho tương lai. Điều này là có thể bởi vì nợ dài hạn không

cần phải trả đầy đủ trong giai đoạn tiếp theo, ngay cả khi công ty gặp rủi ro tín dụng.

Q Sun (2014) cũng đưa ra kết luận nắm giữ tiền mặt của công ty mối tương quan âm

theo thời gian đáo hạn của nợ. Bởi vì nợ dài hạn cung cấp nguồn vốn ổn định hơn nợ

ngắn hạn nên kỳ hạn nợ dài thì các công ty cần ít thanh khoản hơn để phòng ngừa rủi

ro tái cấp vốn. Tương tự như nghiên cứu của (Harford, Klasa et al. 2014) cho rằng các

công ty tăng nắm giữ tiền mặt để giảm thiểu rủi ro tái cấp vốn do rút ngắn thời gian

đáo hạn nợ trong giai đoạn 1980-2008.

Ngoài ra, Diamond (1991, 1993) chứng minh rằng nợ ngắn hạn mang một chi phí

ngầm. Những công ty có đang gặp khó khăn về tài chính vì thông tin cá nhân của công

ty ảnh hưởng đến giá trị của cơ hội đầu tư không được phản ánh chính xác trên thị

trường hoặc đối với người cho vay. Do đó, Diamond cho rằng các công ty bị hạn chế

tài chính có nhiều khả năng tránh việc phát hành nợ ngắn hạn và sử dụng nợ dài hạn

để tăng cường dự trữ tiền mặt. Lập luận này gần giống với động cơ phòng ngừa trong

việc xác định nắm giữ tiền mặt (ví dụ: Jun và Jen 2003; (Almeida, Campello et al.

2004); (Bates, Kahle et al. 2009).

Ngược lại, Acharya et al. (2007) cho rằng các công ty có vấn đề bất cân xứng thông

tin nghiêm trọng có thể có động cơ để giữ tiền mặt và đồng thời đi vay nợ vì công ty

không muốn sử dụng dự trữ tiền mặt của họ cho các khoản đầu tư hiện tại. Acharya et

al. (2007) các công ty như vậy có thể gặp khó khăn trong việc huy động vốn bên ngoài

để đủ vốn đầu tư các dự án tương lai. Thay vào đó, các công ty có thể vay trước để tài

trợ cho nhu cầu đầu tư hiện tại và để có sự linh hoạt về tài trợ cho các khoản đầu tư

trong tương lai.

Hầu hết các nghiên cứu trước đây chỉ nghiên cứu một chiều tác động của kỳ hạn nợ

lên quyết định nắm giữ tiền mặt tại doanh nghiệp. Tuy nhiên (Brick and Liao 2017) đã

xem xét cả ảnh hưởng của các khoản nắm giữ tiền mặt đến kỳ hạn nợ và cũng như ảnh

hưởng của kỳ hạn nợ đối với việc nắm giữ tiền mặt. (Brick and Liao 2017) bằng cách

sử dụng mẫu của 11.729 công ty (76.928 quan sát năm của công ty) trong giai đoạn

1985-2013. Kết quả hồi quy mô hình phương trình đồng thời GMM cho có một mối

quan hệ tích cực giữa nắm giữ tiền mặt và đáo hạn nợ đối với các công ty phải đối mặt

với những hạn chế tài chính. Bên cạnh đó nghiên cứu cũng đưa ra cấu trúc đáo hạn nợ

của công ty bị tác động bởi những đặc điểm của công ty như đáo hạn tài sản, cơ hội

tăng trưởng, quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy, chất lượng thể chế và văn hóa quốc gia

ảnh hưởng đến cơ cấu đáo hạn nợ. Phát hiện của các tác giả này bằng cách chỉ ra rằng

nắm giữ tiền mặt rất hữu ích trong việc giúp tránh các cú sốc bất lợi đối với dòng tiền,

cuối cùng ảnh hưởng đến cấu trúc của kỳ hạn nợ.

(Brick and Liao 2017) dựa trên các động cơ phòng ngừa cho việc nắm giữ tiền mặt để

mở rộng nghiên cứu của mình đối với các công ty bị hạn chế về tài chính. Định nghĩa

công ty hạn chế tài chính được tác giả đề cập theo nhiều cách: (1) có nợ không được

xếp hạng; (2) quy mô doanh nghiệp nhỏ; (3) không trả cổ tức; trên mức trung bình của

chỉ số Whited-Wu; và trên mức trung bình của chỉ số Hadlock và Pierce Index. Brick

và Rose c. Liao (2016) cũng đưa ra kết luận tương tự cho các công ty hạn chế tài

chính sẽ vay nợ dài hạn để xây dựng dự trữ tiền mặt của công ty. Dự đoán này phù

hợp với các mô hình lý thuyết của Diamond (1991, 1993) và Q Sun (2014). Lập luận

này giống với động cơ phòng ngừa trong việc xác định mức tiền mặt nắm giữu tại

doanh nghệp (ví dụ (Almeida, Campello et al. 2004); (Bates, Kahle et al. 2009)).

Ngoài ra, trong bài nghiên cứu này, tác giả cũng đưa ra tác động của các yếu tố lên

việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Thứ nhất, xem xét đến các yếu

tố ảnh hưởng đến nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp ngoài mối quan hệ với kỳ hạn

nợ. (Opler, Pinkowitz et al. 1999) xem xét các yếu tố quyết định nắm giữ tiền mặt với

mẫu dữ liệu từ thị trường chứng khoán Mỹ trong giai đoạn 1971-1994. Và đưa ra kết

quả rằng các công ty có cơ hội tăng trưởng cao, dòng tiền ổn định sẽ nắm giữ nhiều

tiền mặt hơn các công ty khác và ngược lại. Ferreira và cộng sự (2004) sử dụng dữ

liệu bảng cho giai đoạn 1987-2000 để nghiên cứu các yếu tố quyết định nắm giữ tiền

mặt của công ty ở các nước EMU. Tương tự với kết quả của (Opler, Pinkowitz et al.

1999), Ferreira và cộng sự (2004) tiền mặt nắm giữ có tương quan dương với cơ hội

đầu tư, dòng tiền và có tương quan âm với tài sản có tính thanh khoản, đòn bẩy và quy

mô. Guney (2007) cho rằng công ty nắm giữ tiền mặt nhiều hơn khi đòn bẩy hoặc là

rất thấp hoặc rất cao, mối quan hệ này là mối quan hệ phi tuyến tính.

(Bates, Kahle et al. 2009) cho rằng chi tiêu vốn dẫn đến làm tăng khả năng phát hành

nợ và giảm lượng tiền mặt dự trữ trong doanh nghiệp để mua tài sản mà tài sản đó có

thể đem thế chấp để tiếp tục sử dụng nợ.

(Megginson and Wei 2010) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền

mặt trong các công ty cổ phần phát hành tư nhân của Trung Quốc từ năm 1993 đến

năm 2007. Thông qua phân tích hồi quy, (Megginson and Wei 2010) cho rằng những

công ty tăng trưởng cao thì nắm giữ tiền mặt nhiều. Nợ và việc nắm giữ tiền mặt có

tương quan ngược chiều nhau.

Ngoài ra, Nguyễn Thị Uyên Uyên & Từ Thị Kim Thoa (2017) nghiên cứu các doanh

nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến 2014 cũng cho thấy rằng những công ty bị

hạn chế tài chính nắm giữ tiền mặt nhiều cho việc phòng ngừa rủi ro. Bên cạnh đó

cũng cho thấy các yếu tố khác như biến động thu nhập, quy mô và cơ hội tăng trưởng

có tác động đến nắm giữ tiền mặt ở Việt Nam.

Từ các bài nghiên cứu trên, có thể thấy được rằng ngoài kỳ hạn nợ còn có nhiều yếu tố

khác ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt như biến động dòng tiền trong ngành, quy

mô, đòn bẩy, cơ hội đầu tư, tính thanh khoản, chi tiêu vốn.

Thứ hai, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các yếu tố bên trong lẫn bên ngoài ảnh

hưởng lên cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp như đòn bẩy, cơ hội tăng trưởng, tính

thanh khoản, chất lượng doanh nghiệp, kỳ hạn tài sản và quy mô doanh nghiệp. Ngoài

các yếu tố đặc thù trên thì có những yếu tố tác động từ thị trường như cơ cấu kỳ hạn

lãi suất, biến động lãi suất và thuế) có mức độ ảnh hưởng khác nhau đến thời gian đáo

hạn nợ ở mỗi quốc gia ở từng thời điểm cụ thể khác nhau.

Cụ thể, Leland và Toft (1996) cho thấy các công ty có đòn bẩy cao hơn có xu hướng

chọn thời gian đáo hạn nợ dài hơn và ngược lại. Đòn bẩy tối ưu phụ thuộc vào thời

gian đáo hạn nợ và thấp hơn rõ rệt khi công ty được tài trợ bằng nợ ngắn hạn.

Diamond (1991) dự đoán rằng vì rủi ro thanh khoản tăng theo đòn bẩy, nên các công

ty có nhiều đòn bẩy hơn sẽ có nợ với thời gian đáo hạn dài hơn. Do đó, các công ty có

nợ cao hơn nên có ít nhu cầu rút ngắn thời gian đáo hạn để giảm chi phí đại diện. Cả

hai yếu tố này đưa ra mối liên hệ tích cực giữa đòn bẩy và kỳ hạn nợ.

Flannery (1986) cho rằng các công ty có tình hình tài chính tốt (các công ty tốt) sẽ

chọn vay nợ ngắn hạn hơn là những công ty có tình hình tài chính xấu (công ty xấu)

bởi vì họ có thể tận dụng lợi thế từ những nguồn tin tức trong tương lai. Vì các nhà

đầu tư họ tin rằng việc rút ngắn kỳ hạn nợ thể hiện việc công ty đầu tư có hiệu quả.

Ngược lại, những công ty tình hình tài chính xấu sẽ ưu tiên đi vay nợ dài hạn vì việc

vay nợ dài hạn có thể tránh làm rò rỉ thông tin ra bên ngoài làm cho công ty gặp khó

khăn trong việc tiếp tục vay nợ. Vì vậy, có thể thấy được rằng cấu trúc kì hạn nợ là

công cụ cung cấp tín hiệu về chất lượng cũng như tình hình tài chính của công ty ra

bên ngoài.

Sau đó, Diamond (1991) nghiên cứu về rủi ro thanh khoản và cấu trúc kỳ hạn nợ thấy

cả các công ty xếp hạn tín dụng thấp cũng thích vay nợ ngắn hạn do rủi ro thanh

khoản, và chỉ có các công ty xếp hạng tín dụng trung bình mới đi vay dài hạn.

Stohs và Mauer (1996) tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa kỳ hạn và cơ hội tăng

trưởng của công ty. Tuy nhiên, các hệ số hồi quy trong Stohs và Mauer có khả năng

sai lệch và không nhất quán vì các hồi quy bao gồm các biến độc lập trong hồi quy

đáo hạn nợ là thước đo đòn bẩy (biến nội sinh) và cơ hội tăng trưởng. Khi Stohs và

Mauer (1996) loại trừ đòn bẩy khỏi phương trình, họ tìm thấy một mối tương quan âm

giữa kỳ hạn nợ và cơ hội tăng trưởng; cũng đưa ra kết luận cho rằng các công ty có

thu nhập bất thường lớn có xu hướng vay nợ ngắn hạn.

(Myers 1977) đã lập luận phù hợp giữa kỳ hạn của tài sản và kỳ hạn của nợ. Vì vấn đề

này giúp công ty tránh được vấn đề chi phí đại diện giữa cổ đông và chủ nợ.Ngoài ra,

Hart và Moore (1994) lập luận rằng nợ cần phải phù hợp với tỷ lệ khấu hao của tài sản

thế chấp. Tương tự Stohs và Mauer (1996) cũng đưa ra những kết luận tương tự về sự

phù hợp giữa kỳ hạn tài sản với kỳ hạn nợ. Điều này có nghĩa là, khi thời gian đáo hạn

nợ trước kỳ hạn của tài sản, dòng tiền thu được từ tài sản có thể không đủ để hoàn trả

nợ của khoản vay đó.

Nghiên cứu của Cai et al. (2008) nghiên cứu ở các quốc gia Châu Á cho rằng cũng

cho kết quả tương tự với nguyên tắc phù hợp cho cả tài sản cố định và kỳ hạn tài sản.

Lewis (1990) cho rằng thuế không tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Khi doanh nghiệp

đưa ra mức vay nợ tối ưu và cấu trúc kỳ hạn nợ (tỷ lệ vay nợ dài hạn hay nợ ngắn

hạn) được chọn cùng lúc thì cấu trúc kỳ hạn nợ và thuế suất không có mối tương quan.

Scherr và Hulburt (2001) tìm thấy ít bằng chứng cho thấy tỷ suất thuế, các lựa chọn

tăng trưởng và sự bất cân xứng thông tin ảnh hưởng đến sự lựa chọn đáo hạn nợ của

các công ty nhỏ.

Ngô Văn Toàn, Phạm Thị Thu Hồng (2015) nghiên cứu mẫu các công ty niêm yết trên

sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2008-2013. Tác giả đưa ra bằng chứng

rằng các công ty bị hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính có cấu trúc kỳ hạn nợ

khác nhau do có sự khác biệt về rủi ro thanh khoản.

Trong mô hình, các công ty phải đối mặt với các điều kiện tài chính không chắc chắn

và họ có hai lựa chọn để duy trì sự linh hoạt tài chính trong tương lai. Lựa chọn đầu

tiên là giảm nợ và tránh xa giới hạn vay. Điều này được giải thích bởi động cơ phòng

ngừa điển hình và nó tương tự như phát hiện của DeAngelo và Whited (2011) trong

đó các công ty chọn giữ đòn bẩy thấp để duy trì lựa chọn phát hành thêm nợ trong

tương lai. Lựa chọn thứ hai là tăng nợ dài hạn ngay bây giờ và giữ tiền huy động bằng

tiền mặt.

Acharya et al (2007) trong bài nghiên cứu “Is cash negative debt? A hedging

perspective on corporate financial policies” cũng chỉ ra mối mối liên hệ giữa tiền mặt

và nợ để tìm ra chính sách tài trợ tối ưu của công ty và có sự đánh đổi trong chính

sách. Các công ty bị hạn chế tài chính nếu nắm giữ tiền mặt nhiều sẽ giúp bù đắp cho

sự thiếu hụt trong dòng tiền cho các cơ hội đầu tư, còn giảm việc phát hành nợ là cách

hiệu quả hơn để thúc đẩy có nhiều cơ hội đầu tư hơn trong tương lai. Vì vậy các công

ty bị hạn chế tài chính thích nắm giữ tiền mặt nhiều hơn là giảm nợ hiện có khi nhu

cầu phòng ngừa rủi ro cao. Ngược lại nếu nhu cầu phòng ngừa rủi ro thấp thì thích

mức nợ thấp hơn là nắm giữ nhiều tiền mặt bằng cách sử dụng dòng tiền hiện có để

giảm nợ tồn đọng.

Bên cạnh đó Acharya et al (2007) cũng đưa ra bằng chứng các công ty không bị hạn

chế tài chính thì không lo lắng về khả năng tài chính trong tương lai nên không có

động lực phòng ngừa rủi ro vì vậy cho kết quả tương tự sử dụng dòng tiền dư thừa để

giảm nợ hiện có.

Dựa trên khoảng trống nghiên cứu về mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt và

kỳ hạn nợ tại Việt Nam cũng như nền tảng lý thuyết từ các nghiên cứu trước, đặc biệt

là (Brick and Liao 2017), tác giả tiến hành xem xét thực trạng vấn đề này tại Việt

Nam. Trong khi nghiên cứu của (Brick and Liao 2017) sử dụng dữ liệu bảng không

cân đối (unbalanced data) thì tác giả tiến hành xem xét với mẫu quan sát là doanh

nghiệp ở 489 công ty phi tài chính ở Việt Nam trong giai đoạn 2008-2017, do đó bộ

dữ liệu của tác giả có tính cân đối cao hơn. Trong nghiên cứu (Brick and Liao 2017),

kết quả cho thấy thấy mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ

hạn nợ và mối quan hệ này tương quan cùng chiều mạnh nhất giữa các công ty hạn

chế tài chính. Tuy nhiên trong bài nghiên cứu này, tác giả nghi ngờ kết quả đó chưa

hẳn đã đúng với thị trường Việt Nam, đặc biệt là trong giai đoạn sau khủng hoảng tài

chính toàn cầu 2008. Về phương pháp nghiên cứu, tác giả thực hiện tương tự như các

công trình trước đó của (Brick and Liao 2017) với việc hồi quy dữ liệu bảng của 489

công ty phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian

10 năm (2008-2017) và có kiểm soát yếu tố nội sinh bằng phương pháp ước lượng

GMM.

CHƯƠNG 3.CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 Mô hình nghiên cứu

Để xem xét mối quan hệ giữa quyết định nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh

nghiệp, tác giả sử dụng hai mô hình hồi quy chính trong đó tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và

kỳ hạn nợ lần luợt là biến phụ thuộc. Bên cạnh đó, phương trình hồi quy của tác giả

còn sử dụng các biến độc lập như đòn bẩy tài chính (leverage), quy mô doanh nghiệp

(Size), chi tiêu vốn (Capex), cổ tức chi trả (Dividend), giá thị thị trường/giá trị sổ sách

(P/B), biến động dòng tiền của ngành (IndustySigma), kỳ hạn tài sản ( AssetMaturity)

đã được đề cập đến trong nghiên cứu (Brick and Liao 2017) hay (Harford, Klasa et al.

2014). Hai phương trình hồi quy chính được tác giả sử dụng trong nghiên cứu:

3.1.1 Mô hình 1: Mô hình nắm giữ tiền mặt

Mô hình được tác giả xây dựng nhằm kiểm tra xem sự gia tăng trong nắm giữ tiền mặt

có thể được giải thích bằng các đặc điểm của công ty hay không. Đầu tiên hồi quy liên

quan đến tỷ lệ tiền mặt với đặc điểm của công ty và điều tra xem liệu mô hình hồi quy

có thể giải thích sự gia tăng tỷ lệ tiền mặt thông qua những thay đổi trong đặc điểm

của công ty hay không đặc biệt là kỳ hạn nợ?

𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝐵𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 +

𝛽4𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑑𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 + 𝛽7𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑛𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡 (1)

Đối với mô hình nắm giữ tiền mặt, chúng tôi đo lường nắm giữ tiền mặt bằng cách

sử dụng tỷ lệ tiền mặt và khoản tương đương tiền trên tổng tài sản (Opler, Pinkowitz

et al. 1999) và bao gồm các biến kiểm soát trong mô hình như tỷ số giá trị thị trường

trên giá trị sổ sách của VCSH, chi tiêu vốn, quy mô công ty, chi trả cổ tức, biến

động dòng tiền trung bình ngành, tỷ lệ đòn bẩy như nghiên cứu của (Bates, Kahle et

al. 2009) và (Brick and Liao 2017).

Mô tả biến:

Biến phụ thuộc:

CashHolding (tỷ lệ nắm giữ tiền mặt)

Kế thừa nghiên cứu của (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Almeida và Campello

2010), tác giả đo lường CashHolding như sau:

CashHolding = Tiền và các khoản tương đương tiền / Tổng tài sản.

Biến kiểm soát:

Debtmaturity (Kỳ hạn nợ)

Kỳ hạn nợ liên quan đến rủi ro thanh khoản, vì những công ty có nợ với kỳ đáo hạn

dài hơn sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn để phòng ngừa rủi ro thanh toán các khoản nợ

cố định khi đến hạn (Morris, 1992). Các nghiên cứu trước đây như Barclay và Smith

(1995), Ozkan (2000), Antoniou và cộng sự (2006) đưa ra cách đo lường tỷ lệ nợ dài

hạn trên tổng nợ.

Debtmaturity = Tỷ lệ nợ dài hạn/ Tổng nợ

Trong đó: Tổng nợ = Vay nợ ngắn hạn +Vay nợ dài hạn

Tỷ số P/B (giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của VCSH)

Trong các nghiên cứu trước đây giá trị thị trường đại diện cho cơ hội đầu tư của

doanh nghiệp. Trong bài nghiên cứu này, tác giả dựa trên nghiên cứu của Collins và

Kothari (1989) và Vidhan (2001) để đưa ra cách tính toán tỷ số P/B như sau:

P/B = Giá trị vốn hóa thị trường vào ngày cuối niên độ/ Giá trị sổ sách của

VCSH cuối niên độ

Size (Quy mô công ty)

Theo các nghiên cứu của (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Ferreira et al. 2004) cho

rằng các công ty có quy mô lớn dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn bên ngoài với chi phí

sử dụng vốn thâp hơn do đó thường có xu hướng nắm giữ ít tiền mặt hơn. Bài nghiên

cứu tác giả đo lường quy mô công ty bằng cách lấy logarit tự nhiên của Tổng tài sản.

𝐒𝐢𝐳𝐞 = 𝐥𝐧(𝐓ổ𝐧𝐠 𝐭à𝐢 𝐬ả𝐧)

Leverage (Tỷ lệ đòn bẩy)

Đòn bẩy được đo bằng tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng tài sản ít tiền và các khoản tương

đương (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Ferreira et al. 2004):

Leverage = Tổng nợ / Tổng tài sản

Dividend (Tỷ lệ chi trả cổ tức)

Dividend = Giá trị cổ tức chi trả trong năm / Tổng tài sản

Capex: (Chi tiêu vốn)

Chi tiêu vốn là lượng tiền chi ra để mua sắm tài sản cố định và các tài sản dài hạn

khác cho công ty. Theo (Opler, Pinkowitz et al. 1999) cho rằng khi trong năm có hoạt

động chi tiêu mua sắm tài sản cố định sẽ làm giảm lượng tiền mặt nắm giữ của công ty

hiện có.

Capex = Tiền mua tài sản cố định và các tài sản dài hạn khác/ Tổng tài sản

IndustrySigma (Biến động dòng tiền trung bình ngành)

Tác giả đo lường sự biến động của dòng tiền bằng cách sử dụng độ lệch chuẩn của

tiền mặt trong ngành tính toán bằng cách sử dụng quy trình được đề xuất trong (Opler,

Pinkowitz et al. 1999). Đối với mỗi công ty, tác giả tính độ lệch chuẩn tỷ lệ tiền mặt

trong 5 năm của mẫu. Sau đó lấy mức trung bình trên từng ngành theo phân loại mã

ngành cấp 2 của NAICS.

IndustrySigma = Giá trị trung bình của độ lệch chuẩn của Dòng tiền từ hoạt

động kinh doanh/ tổng tài sản trên 5 năm đối với các doanh nghiệp trong cùng

ngành.

Bảng 3.1: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình tiền mặt

Biến Giải thích ý nghĩa Dấu kỳ vọng

Kỳ hạn nợ đại diện là nợ dài hạn + Debtmaturity trên tổng nợ ( tương quan dương)

Tỷ số giá trị thị trường trên giá + PB trị sổ sách của VCSH ( tương quan dương)

+ Size Quy mô công ty ( tương quan dương)

+/-

Leverage Tỷ lệ đòn bẩy ( tương quan dương hoặc

âm)

- Dividend Chi trả cổ tức ( tương quan âm)

- Capex Chi tiêu vốn ( tương quan âm)

Biến động dòng tiền trung bình + IndustrySigma ngành 5 năm ( tương quan dương)

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

3.1.2 Mô hình 2: Mô hình kỳ hạn nợ

𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 + 𝛽7𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡 +

𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝐵𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽4𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑆𝑖𝑧𝑒2

𝛽8𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑀𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡+ 𝜀𝑖,𝑡 (2)

Trong đó:

Biến phụ thuộc:

Debtmaturity đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ cũng được tính đo lường như mô hình

Biến độc lập:

Các biến tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ như CashHolding (Tỷ lệ nắm giữ tiền

mặt), Tỷ số P/B (Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của VCSH), Size (Quy mô

công ty), Leverage (Tỷ lệ đòn bẩy), Dividend (Tỷ lệ chi trả cổ tức), Capex (Chi tiêu

vốn), IndustrySigma (Biến động dòng tiền trung bình ngành) có cách đo lường

tương tự như mô hình (1).

Ngoài ra, tác giả bổ sung thêm biến Asset Maturity (Kỳ hạn của tài sản). Theo

nghiên cứu của Stohs và Mauer (1996), Brick và Ravid (1985) và Terra (2011), kỳ

hạn tài sản của doanh nghiệp phải phù hợp với kỳ hạn của nợ. Nghĩa là kỳ hạn tài

sản có quan hệ dương với cấu trúc kỳ hạn nợ. Và được đo lường dựa trên nghiên cứu

của (Brick and Liao 2017) như sau:

AssetMaturity = (Tài sản cố định/KH) x (Tài sản cố định/Tổng tài sản)

+ ½ (Tài sản ngắn hạn/ Tổng tài sản).

Tuy nhiên sau khi thu thập dữ liệu tác giả nhận thấy rằng số liệu tính không đáng tin

cậy ở thị trường Việt Nam vì vậy tác giả quyết định loại biến kiểm soát

AssetMaturity ra khỏi mô hình nghiên cứu.

Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình kỳ hạn nợ

Biến Mô tả Dấu kỳ vọng của hồi quy

𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 Kỳ hạn nợ

+ Tiền và tương đương tiền 𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 ( tương quan dương)

Tỷ số giá trị thị trường trên giá - 𝑃𝐵𝑖,𝑡 trị sổ sách của VCSH ( tương quan âm)

+ Quy mô công ty 𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 ( tương quan dương)

+/- Tỷ lệ đòn bẩy 𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 ( tương quan dương hoặc âm)

𝑖,𝑡

- 𝑆𝑖𝑧𝑒2 Bình phương quy mô công ty

( tương quan âm)

- Chi tiêu vốn 𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 ( tương quan âm)

Biến động dòng tiền trung bình - 𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡 ngành 5 năm ( tương quan âm)

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp.

Sau khi xem xét mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ, bài nghiên cứu tiếp

tục kiểm định mối quan hệ này khác nhau như thế nào giữa công ty bị hạn chế và

không bị hạn chế về tài chính. Để phân tích tác động của hạn chế tài chính, tác giả

phân chia mẫu dựa vào nghiên cứu (Brick and Liao 2017) theo phương pháp phân loại

theo quy mô công ty.

Dựa vào giá trị sổ sách của tổng tài sản vào mỗi năm tài chính. Các công ty trong tứ

phân vị cuối của sự sắp xếp quy mô hàng năm được coi là hạn chế về tài chính. Cụ thể

là tác giả phân loại các công ty dựa trên quy mô tài sản của họ trong giai đoạn 2008

đến 2017 và chỉ định cho nhóm bị hạn chế về tài chính những công ty nằm trong 30%

dưới cùng (trên cùng) phân phối quy mô. Cách tiếp cận này giống với Erickson và

Whited (2000) cũng phân biệt giữa các nhóm các công ty bị hạn chế về tài chính. Lập

luận về quy mô công ty như một thước đo quan sát tốt về các hạn chế tài chính là các

doanh nghiệp nhỏ, ít được biết đến và do đó dễ bị ảnh hưởng bởi sự không hoàn hảo

của thị trường vốn.Sau khi phân loại công ty hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài

chính.

Sau đó tiến hành hồi quy phương trình 1 và phương trình 2 nhằm xem xét mối quan hệ

giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ theo hai mẫu công ty hạn chế tài chính và không

hạn chế tài chính.

3.2 Dữ liệu nghiên cứu

Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu bảng của các công ty phi tài chính

được niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và

Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn nghiên cứu 10 năm từ

2008-2017.

Bộ dữ liệu nghiên cứu không bao gồm các công ty có những đặc điểm sau:

• Thứ nhất, tác giả loại bỏ các công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính

như ngân hàng, tín dụng, chứng khoán, bảo hiểm…ra khỏi mẫu vì các công ty

này có tỷ lệ tiền mặt nắm giữ rất lớn làm ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.

• Thứ hai, tác giả loại bỏ những công ty không có đủ dữ liệu trong giai

đoạn nghiên cứu, bao gồm các trường hợp: niêm yết sau năm 2008; bị hủy

niêm yết trong giai đoạn nghiên cứu. Việc các công ty niêm yết sau năm 2008

hoặc bị hủy niêm yết sẽ không có đủ dữ liệu để quan sát, đặc biệt là trong

trường hợp lấy độ trễ các biến, từ đó sẽ ảnh hưởng đến kết quả hồi quy.

Sau khi tiến hành loại bỏ một số công ty dựa theo tiêu chí trên, mẫu dữ liệu cuối cùng

sử dụng trong bài nghiên cứu này gồm 489 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn

HOSE và HNX, với 4890 quan sát từ năm 2008-2017 được thu thập trong các báo cáo

tài chính đã qua kiểm toán gồm bảng cân đối kế toán, báo cáo kết quả hoạt động kinh

doanh và báo cáo lưu chuyển tiền tệ, thuyết minh báo cáo tài chính và báo cáo thường

niên thông qua Stockplus và Thomson Reuters Eikon.

Bảng 3.3: Tóm tắt cách tính biến và nguồn dữ liệu:

Tên biến Cách tính Nguồn dữ liệu

CashHolding Tiền và các khoản tương đương tiền / Stockplus

Tổng tài sản

Logcash Log (Tiền và các khoản tương đương Stockplus

tiền / Tổng tài sản)

Dcash Logarit tự nhiên của (Tiền và các khoản Stockplus

tương đương tiền năm t - Tiền và các

khoản tương đương tiền năm t-1/ Tổng

tài sản )

Debtmaturity Nợ dài hạn / Tổng nợ Stockplus

PB Giá trị vốn hóa thị trường vào ngày cuối Thomson Reuters Eikon

niên độ/ Giá trị sổ sách của vốn chủ sở và Stockplus

hữu cuối niên độ

Capex Tiền mua tài sản cố định và các tài sản Stockplus

dài hạn khác/ tổng tài sản

Tác giả tính toán dựa Size Logarit tự nhiên của Tổng tài sản

trên bộ dữ liệu

Size2 Bình phương của biến Size

Stockplus Leverage Tổng nợ / Tổng tài sản

Stockplus Dividend Giá trị cổ tức chi trả trong năm / Tổng tài

sản

Stockplus AssetMaturity (Tài sản cố định/KH) x (Tài sản cố

định/Tổng tài sản) + ½ ( Tài sản ngắn

hạn/ Tổng tài sản)

Thomson Reuters Eikon IndustrySigma Giá trị trung bình của độ lệch chuẩn của

- Stockplus1. Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh/ tổng

tài sản trên 5 năm đối với các doanh

nghiệp trong cùng ngành.

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

Bên cạnh đó, tác giả còn xem xét mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt và kỳ

hạn nợ khi xuất hiện yếu tố hạn chế tài chính. Tác giả xếp hạng các công ty dựa trên

quy mô tài sản của họ trong giai đoạn 2008 đến 2017 và chỉ định cho nhóm bị hạn chế

về tài chính (không ràng buộc) những công ty nằm trong 30% dưới cùng (trên cùng)

phân phối quy mô. Cách tiếp cận này giống với Erickson và Whited (2000), người

1 Phân ngành các doanh nghiệp niêm yết trong bộ dữ liệu được tác giả tham chiếu từ Thomson Reuters Eikon. Trong đó, tác giả sử dụng mã ngành cấp 2 của Hệ thống phân loại ngành Bắc Mỹ (NAICS) là tiêu chí phân ngành. Sau khi các doanh nghiệp trong bộ dữ liệu được phân chia thành 15 ngành khác nhau, tác giả tiến hành tính biến IndustrySignma. Thông tin cụ thể về quá trình phân ngành được tác giả thể hiện trong Bảng 1 phần Phụ lục.

cũng phân biệt giữa các nhóm các công ty bị hạn chế về tài chính và không bị ràng

buộc về quy mô. Fama và French (2002) và Frank Goyal (2003) cũng liên kết quy mô

doanh nghiệp với mức độ ma sát tài chính bên ngoài. Lập luận về quy mô như một

thước đo quan sát tốt về các hạn chế tài chính là các doanh nghiệp nhỏ, ít được biết

đến và do đó dễ bị ảnh hưởng bởi sự không hoàn hảo của thị trường vốn.

Từ dữ liệu thu thập được, tác giả tiến hành thống kê mô tả các biến mà kết quả được

trình bày lần lượt trong bảng 3.4, bảng 3.5.

Bảng 3.4: Thống kê mô tả các biến

Mean Std.Dev. Min. Max. Obs.

0.216 0.977 0 4890 0.164 Debtmaturity

0.115 0.961 0 4,890 0.104 Cashholding

1.351 -0.040 -9.893 4,890 -2.924 Logcash

0.090 0.930 -0.527 4401 0.009 Dcash

0.018 0.204 0.032 2,934 0.103 IndustrySigma

0.855 12.681 0.110 4,266 1.080 PB

1.452 21.154 31.922 4,890 26.826 Size

0.083 0.863 -0.052 4,890 0.060 Capex

0.259 1.000 0.002 4,890 0.554 Leverage

0.048 0.734 -0.054 4,890 0.033 Dividend

0.080 0.844 0 2,934 0.103 Volatility

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm Stata 15.0

Tác giả thống kê mô tả các biến của dữ liệu từ 489 công ty phi tài chính niêm yết trên

Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh ( HOSE) và Sở giao dịch chứng

khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2008-2017. Bảng 3.4 trình bày kết quả thống kê

mô tả về giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và số quan

sát của các biến độc lập là biến phụ thuộc trong mô hình tiền mặt và kỳ hạn nợ.

Khi tiến hành so sánh với bài nghiên cứu của (Brick and Liao 2017) bảng 3.4 cho kết

quả thống kê mô tả dữ liệu có nhiều điểm tương đồng nhưng cũng có nhiều điểm khác

biệt. Đầu tiên kỳ hạn nợ (Debt Maturity) trung bình của doanh nghiệp phi tài chính ở

Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu đạt giá trị 16,4%, trong khi đó độ lệch chuẩn

cho thấy độ biến động của nợ dài hạn so với trung bình là 21,6%, con số này cao hơn

giá trị trung bình. Điều này cho thấy các đa số các khoản vay trong giai đoạn này là

khoản vay dài hạn. Bên cạnh đó giá trị thấp nhất của kỳ hạn nợ là 0 nghĩa là có những

doanh nghiệp không sử dụng nợ dài hạn, giá trị lớn nhất là 0.977 có nghĩa là doanh

nghiệp sử dụng nhiều nhất 97,7% nợ dài hạn trong cấu trúc vốn. Thứ hai, giá trị trung

bình của nắm giữ tiền mặt (CashHolding) là 0.104 và giá trị thấp nhất là 0 và lớn nhất

là nắm giữ tiền mặt 96,1% trong tổng tài sản. Cho đến nay tất cả các biến số chính đều

khá tương đồng với số liệu thống kê của (Brick and Liao 2017). Tương tự như vậy với

giá trị trung bình của biến động dòng tiền theo ngành trong mẫu là 0.103 với độ lệch

chuẩn 0.018. Và biến động dòng tiền trong thời gian năm năm (Volatility) có giá trị

trung bình là 0.103.Quy mô công ty trung bình của toàn mẫu nghiên cứu là 26.826 dao

động từ 21.154 đến 31.922. Còn đối với các công ty trong bài nghiên cứu trước, dòng

tiền của các công ty dao động tương đối nhỏ, với giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất

tương ứng là 0.00 và 2.96.

Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình

DebtMaturity CashHolding IndustrySigma

PB

Size

Capex Leverage Dividend Volatility

1.000

DebtMaturity

-0.169***

1.000

CashHolding

-0.171***

-0.054***

1.000

IndustrySigma

0.004

0.210***

-0.072***

1.000

PB

0.334***

-0.089***

-0.074***

0.139***

1.000

Size

0.324***

-0.078***

-0.054***

0.133***

0.076***

1.000

Capex

0.084***

-0.225***

0.016

-0.161***

0.255***

-0.007

1.000

Leverage

-0.132***

0.253***

-0.081***

1.000

0.399***

-0.107***

0.024**

-0.302***

Dividend

-0.191***

0.060***

0.229***

0.016

-0.043**

-0.184***

-0.046**

-0.232

1.000

Volatility

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm Stata 15.0

Bảng 3.5 mô tả ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình. Kết quả trình

bày ở Bảng 3.5 cho thấy các hệ số tương quan khá nhỏ và không có hệ số tương quan

giữa hai biến lớn hơn 0,8 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Do vậy khi sử

dụng mô hình hồi quy sẽ ít có khả năng gặp hiện tượng tự tương quan giữa các biến

Mối tương quan giữa hai biến CashHolding và Debtmaturity là tương quan âm và mức

ý nghĩa thống kê là 1%. Điều này có nghĩa là các công ty sẽ gia tăng phát hành nợ dài

hạn để tài trợ cho các hoạt động đầu tư khi dự trữ tiền mặt tại doanh nghiệp đang ở

mức thấp và ngược lại, khi doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt thì sẽ giảm huy động

nguồn tài trợ nợ dài hạn từ bên ngoài. Biến Industry sigma cũng có mối tương quan

âm với DebtMaturity và CashHolding đều ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Các công ty có

biến động dòng tiền trung bình ngành càng ít thì sẽ được đánh giá là công ty ổn định,

tăng trưởng từ đó có thể huy động nợ dài hạn nhiều để đầu tư vào các dự án.

Ngược lại, hệ số của PB tương quan dương so với DebMaturity tuy nhiên không có ý

nghĩa thống kê mà chỉ có ý nghĩa thống kê 1% so với Cashholding, kết quả này tương

tự như nghiên cứu của (Brick and Liao 2017). Hệ số tương quan của các biến kiểm

soát như Size, Capex và Leverage có tương quan dương so với DebMaturity với mức

ý nghĩa 1%. Điều này thể hiện những công ty có quy mô lớn, chi tiêu vốn nhiều và tỷ

lệ đòn bẩy cao thì sẽ vay nợ dài hạn càng nhiều. Ngược lại, hệ số tương quan giữa

biến CashHolding và biến kiểm soát Size là -0.089 với mức ý nghĩa thống kê 1%. Các

công ty có quy mô càng lớn thì càng ít dự trữ tiền mặt. Tương tự hệ số giữa hai biến

CashHolding và Capex là -0.078 với mức ý nghĩa thống kê 1% cho thấy khi công ty

có mức chi tiêu vốn cao thì công ty sẽ giảm lượng tiền mặt được nắm giữ và ngược

lại. Hệ số giữa Leverage với CashHolding là tương quan âm với mức ý nghĩa thống kê

1% chứng tỏ rằng những doanh nghiệp vay nợ càng nhiều thì ít nắm giữ tiền mặt hơn.

Bên cạnh đó, hệ số của biến kỳ hạn tài sản (Asset maturity) và Kỳ hạn nợ

(DebtMaturity) là tương quan dương 0.042 với mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là

kỳ hạn tài sản và kỳ hạn nợ phải phù hợp với nhau như kết quả của các nghiên cứu

trước đây Stohs và Mauer (1996), Costa và cộng sự (2014). Cuối cùng là hệ số của độ

biến động dòng tiền trung bình 5 năm (Volatility) là 0.060 với mức ý nghĩa 1%. Điều

này cho thấy các công ty có mức độ biến động dòng tiền càng cao thì xác xuất thiếu

tiền mặt nắm giữ càng cao khi dòng tiền trong doanh nghiệp giảm xuống bất ngờ.

3.3 Phương pháp ước lượng

Đầu tiên phải nói đến nghiên cứu của Antoniou et al. (2002) xem xét vấn đề nội sinh

trong mô hình hồi quy kỳ hạn nợ bằng cách sử dụng Phương pháp Tổng quát về

Moment (GMM) . Trước đó Ozkan (2000) có sử dụng phương pháp ước lượng GMM

tuy nhiên không phải giải quyết vấn đề nội sinh mà giải quyết sự không đồng nhất của

mẫu dữ liệu. Phương pháp ước lượng GMM system được phát triển bởi Arellano và

Bond (1991), Arellano and Bover (1995), mở rộng bởi Blundell and Bond (1998) and

Blundell và Bond (1998) có thể giảm thiểu ước lượng chệch cho mô hình hiệu ứng cố

định (FE model) và khắc phục được lỗi của OLS như hiện tượng tự tương quan,

phương sai thay đổi, hiện tượng nội sinh. Bên cạnh đó, các nghiên cứu cũng chỉ ra

rằng phương pháp ước lượng GMM System 2 bước (two-step system GMM) tối ưu

hơn trong việc xử lý hiện tượng nội sinh so với GMM system một bước (sử dụng ma

trận trọng số chưa tối ưu – sub optimal weighting matrix). Có thể thấy được mối quan

hệ giữa kỳ hạn nợ và các yếu tố quyết định kỳ hạn nợ tác động qua lại. Dựa trên bài

nghiên cứu của Stohs và Mauer (1996) cho rằng có khả năng sai lệch và không nhất

quán vì các hồi quy bao gồm các biến độc lập trong hồi quy đáo hạn nợ là thước đo

đòn bẩy (biến nội sinh. Tương tự (Brick and Liao 2017) cũng cho rằng có hiện tượng

nội sinh của các biến nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ và đòn bẩy. Do đó, mô hình GMM

system được đề xuất sử dụng trong trường hợp biến độc lập có dấu hiệu nội sinh.

Các kĩ thuật được sử dụng trong nghiên cứu bao gồm Pooled OLS, Fixed effects (FE),

Random effects (RE), System generalized methods of moments (System GMM). Dựa

trên nghiên cứu của Roodman (2006), tính phù hợp của các biến công cụ được sử

dụng trong ước lượng GMM được kiểm định thông qua Hansen test và Arellano-

Bond’s AR(2) test. Tất cả các kết quả ước lượng GMM system trong nghiên cứu đều

thỏa điều kiện không chệch khi Hansen test và AR (2) test đều không có ý nghĩa ở

mức 10%.

CHƯƠNG 4.CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM

4.1 Kết quả kiểm định mô hình 1

Đầu tiên, tác giả ước lượng mô hình (1) dựa trên nghiên cứu của (Brick and Liao

2017). Kiểm định để kiểm tra ảnh hưởng của các yếu tố ảnh hưởng lên quyết định

nắm giữ tiền mặt bằng phương pháp hồi quy OLS, Pooled OLS, Mô hình ảnh hưởng

cố định (Fixed Effect Model – FEM) và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random

Effect Model – REM).

Bảng 4.1: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm giữ tiền

Pooled OLS

Pooled OLS robust

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

cashholding

logcash

Dcash

cashholding

logcash

Dcash

Lag cash

-0.199***

[0.015]

[0.025]

Dcash

-0.101***

[0.019]

[0.033]

DebtMaturity

-0.067***

-1.079***

-0.021**

-0.067***

-1.079***

-0.021***

[0.011]

[0.133]

[0.008]

[0.010]

[0.136]

[0.008]

0.015***

0.185***

0.010***

0.015***

0.185***

0.010***

[0.003]

[0.032]

[0.002]

[0.005]

[0.042]

[0.003]

Size

-0.003*

0.009

-0.0005

-0.003

0.009

-0.0005

[0.002]

[0.019]

[0.001]

[0.002]

[0.018]

[0.001]

Leverage

-0.077***

-0.907***

-0.022***

-0.077***

-0.907***

-0.022***

[0.008]

[0.103]

[0.006]

[0.010]

[0.112]

[0.008]

Dividend

0.421***

4.609***

-0.047

0.421***

4.609***

-0.047

[0.050]

[0.612]

[0.038]

[0.102]

[0.916]

[0.058]

Capex

-0.115***

-0.989***

-0.094***

-0.115***

-0.989**

-0.094***

[0.031]

[0.376]

[0.023]

[0.026]

[0.417]

[0.021]

IndustrySigma -0.310***

-5.913***

-0.217**

-0.310**

-5.913***

-0.217**

mặt

[0.113]

[1.376]

[0.085]

[0.136]

[1.400]

[0.103]

Constant

0.232***

-2.247*** 0.072**

0.232***

-2.247*** 0.072**

[0.042]

[0.514]

[0.032]

[0.046]

[0.506]

[0.032]

Observations

2,845

R-squared

0.153

0.148

0.108

0.153

0.148

0.108

Prob > F

0.000

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

Bảng 4.1 tổng hợp kết quả Pooled OLS sử dụng ba cách định nghĩa về biến phụ thuộc

nắm giữ tiền mặt như sau: (1) CashHolding: Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt được xác định là

tỷ lệ tiền và tương đương tiền trên tổng tài sản; (2) Logcash: Logarit tự nhiên của tỷ lệ

trong cách tính (1); (3) Dcash: thay đổi trong nắm giữ tiền mặt. Tuy nhiên, kết quả mô

hình cho thấy không có sự khác biệt nhiều trong ba cách tính biến phụ thuộc nắm giữ

tiền mặt. Trong bài nghiên cứu này chúng tôi sẽ sử dụng cách đầu tiền là Casholding

sẽ đo lường bằng tỷ lệ tiền và tương đương tiền trên tổng tài sản theo nghiên cứu của

(Bates, Kahle et al. 2009) ở những mô hình sau.

Hệ số hồi quy của kỳ hạn nợ (DebtMaturity) và nắm giữ tiền mặt (CashHolding) trong

tất cả hồi quy ở Bảng 4.1 đều âm và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số tỷ lệ thị

trường trên sổ sách là 0.015 với ý nghĩa ở mức 1%, phù hợp với dự đoán lý thuyết trật

tự phân hạng và đánh đổi, các công ty có cơ hội đầu tư tốt hơn có tỷ lệ nắm giữ tiền

mặt lớn hơn. Kết quả này không hỗ trợ lý thuyết dòng tiền tự do nói rằng các nhà quản

lý của các công ty có cơ hội đầu tư kém sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để đảm bảo có

sẵn tiền để đầu tư vào các dự án tăng trưởng. Ngoài ra, nắm giữ tiền mặt có tương

quan âm với quy mô doanh nghiệp, chi tiêu vốn, tỷ lệ đòn bẩy của công ty. Lưu ý rằng

về mặt lý thuyết đòn bẩy có thể ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt theo cả hai

chiều hướng. Một mặt, thanh toán cho các chủ nợ làm giảm khả năng tích lũy tiền mặt

của các công ty theo thời gian (Bates, Kahle et al. 2009). Đồng thời, Acharya et al.

(2007) và Gamba và Triantis (2008) cho rằng các công ty có đòn bẩy cao hơn sẽ nắm

giữ nhiều tiền mặt hơn vì lý do phòng ngừa rủi ro. Kết quả nghiên cứu của tác giả cho

rằng đòn bẩy ảnh hưởng tiêu cực đến việc nắm giữ tiền mặt cũng tương tự như phát

hiện của (Bates, Kahle et al. 2009) và (Brick and Liao 2017). Đối với các biến kiểm

soát còn lại biến động dòng tiền trung bình ngành và chi trả cổ tức có ý nghĩa thống kê

tuy nhiên dấu của hệ số hồi quy ngược lại với nghiên cứu của (Brick and Liao 2017).

Hệ số biến động dòng tiền trung bình ngành là -0.31 với mức ý nghĩa 1%, có nghĩa là

các công ty có biến động dòng tiền cao hơn thì có ít tiền mặt hơn. Biến động dòng tiền

cao thường liên quan đến chi phí sử dụng vốn bình quân của doanh nghiệp WACC cao

nên là rất tốn kém chi phí để dự trữ tiền mặt vì lý do phòng ngừa. Kết quả này tương

tự như nghiên cứu của Ferreira và cộng sự (2004).

Để xác định tính chất cố định hay ngẫu nhiên của mô hình tác giả thực hiện kiểm định

Hausman Test, tác giả nhận thấy p-value =0.000 (<0.05) kết luận bác bỏ giả thuyết H0

(Không có tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên) và chọn mô

hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) phù hợp hơn.

Bằng chứng của hồi quy hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) cho kết quả gần như

tương tự với phương pháp Pooled OLS. Tương quan giữa biến kỳ hạn nợ và nắm giữ

tiền mặt vẫn là tương quan âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả đưa ra nếu

doanh nghiệp có tỷ lệ nợ dài hạn cao thì sẽ dự trữ tiền mặt ít. Cụ thể là, trong mô hình

(7) hệ số của kỳ hạn nợ là -0.049 với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là khi công ty tăng nắm

giữ tiền mặt lên 1% thì tỷ lệ nợ dài hạn đại diện cho kỳ hạn nợ sẽ giảm xuống 0.49%.

Kết quả này ngược lại so với nghiên cứu của (Brick and Liao 2017). Tuy nhiên hệ số

của tỷ lệ thị trường trên sổ sách và quy mô công ty có giá trị dương nhưng không có ý

nghĩa trong mô hình mô hình hiệu ứng cố định (FEM).

Bảng 4.1: (tiếp theo) Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm

giữ tiền mặt

FEM

REM

FEM

REM

FEM

REM

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

Cashholding Cashholding

logcash

Dcash

Lag cash

-0.753***

-0.199***

[0.028]

[0.015]

Dcash

0.083***

-0.101***

[0.022]

[0.019]

DebtMaturity

-0.049***

-0.052***

-0.619***

-0.749***

-0.051***

-0.021**

[0.015]

[0.012]

[0.170]

[0.147]

[0.015]

[0.008]

0.004

0.008***

0.062**

0.102***

0.003

0.010***

[0.003]

[0.002]

[0.031]

[0.029]

[0.003]

[0.002]

Size

-0.004

-0.004*

-0.100*

-0.040

0.014***

-0.0005

[0.005]

[0.003]

[0.058]

[0.031]

[0.005]

[0.001]

Leverage

-0.019**

-0.037***

-0.123

-0.333***

-0.008

-0.022***

[0.008]

[0.096]

[0.091]

[0.009]

[0.006]

Dividend

0.104**

0.211***

0.872

2.105***

-0.105**

-0.047

[0.051]

[0.046]

[0.589]

[0.542]

[0.053]

[0.038]

Capex

-0.152***

-0.140***

-0.991***

-0.965***

-0.118***

-0.094***

[0.027]

[0.026]

[0.318]

[0.307]

[0.029]

[0.023]

0.039

-0.060

-1.215

-2.100

0.105

-0.217**

Industry

Sigma

[0.113]

[1.465]

[1.324]

[0.131]

[0.085]

[0.126]

Constant

0.244***

-0.037

-1.520*

-0.292**

0.072**

0.227*

[0.070]

[1.594]

[0.849]

[0.143]

[0.032]

[0.137]

Observations

2,845

R-squared

0.030

0.020

0.320

Prob > F

0.000

Hausman test

58.69

67.01

494.53

0.000

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

4.2 Kết quả hồi quy mô hình 2:

Bảng 4.2 trình bày kết quả hồi quy Pooled OLS, Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)

và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) của mô hình các yếu tố tác động lên kỳ hạn

nợ của doanh nghiệp. Các biến kiểm soát được sử dụng trong hồi quy tương tự như

nghiên cứu của Johnson (2003). Tương tự như Barclay và Smith (1995), Cai và cộng

sự (2008), Lemma và Negash (2012), tác giả sử dụng tỷ lệ nợ dài hạn trên giá trị sổ

sách của nợ làm đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ.

Pooled OLS

FEM

REM

(2)

(3)

(4)

Debtmaturity

Leverage

-0.022

-0.0003

-0.001

[0.014]

[0.013]

CashHolding

-0.189***

-0.096***

-0.114***

[0.033]

[0.031]

-0.025***

-0.015***

-0.014***

[0.004]

AssetMaturity

-0.000005

0.000003

-0.0000004

[0.000]

Size

-0.282***

0.040

-0.097

[0.071]

[0.143]

[0.100]

Size2

0.006***

0.001

0.003

[0.001]

[0.003]

[0.002]

Volatility

-0.270***

0.058

-0.017

[0.043]

[0.048]

[0.045]

Capex

0.865***

0.253***

0.348***

[0.063]

[0.041]

Constant

3.375***

-1.704

0.573

[0.963]

[1.935]

[1.358]

Observations

2,439

R-squared

0.254

0.113

0.10

Number of Identify

483

Prob > F

0.000

Hausman test

163.35

0.000

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình kỳ hạn nợ

Tác giả thấy rằng mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là tương quan âm

và có ý nghĩa trong tất cả các mô hình trong Bảng 4.2. Từ kết quả này và kết quả bảng

4. 3 có thể đưa ra kết luận mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là mối

quan hệ ngược chiều nhau và tác động lẫn nhau. Kết luận này ngược lại so với nghiên

cứu của (Harford, Klasa et al. 2014), (Brick and Liao 2017). Hệ số nắm giữ tiền mặt là

-0.096 với mức ý nghĩa 1% trong mô hình FEM. Sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong

nắm giữ tiền mặt dẫn đến giảm 0.096% trong tỷ lệ dài hạn. Hệ số tỷ lệ giá trị thị

trường trên giá trị sổ sách là -0.015 với ý nghĩa ở mức 1%. (Myers 1977) cho rằng các

công ty có thể giảm thiểu vấn đề đầu tư dưới mức bằng cách rút ngắn thời gian đáo

hạn nợ. Các nhà nghiên cứu đã sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách như

là một đại diện cho các cơ hội đầu tư trong tương lai. Nghĩa là công ty có nhiều cơ hội

tăng trưởng thì nghiêng về sử dụng cấu trúc nợ ngắn hạn hơn và giảm nợ dài hạn theo

kết quả của Barclay và Smith (1995), Stohs và Mauer (1996). Hệ số của biến chi tiêu

vốn (Capex) tương quan dương với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng nợ với mức ý nghĩa 1%.

Kết quả này cho thấy chi cho tài sản cố định càng nhiều thì doanh nghiệp cấu trúc vốn

của doanh nghiệp sẽ nghiêng về nợ dài hạn. Các biến kiểm soát còn lại trong mô hình

kỳ hạn nợ không có tác động rõ ràng.

4.3 Kết quả hồi quy phương trình đồng thời:

Trong Bảng 4.1 và 4.2, tác giả đã hồi quy biến nắm giữ tiền mặt hoặc kỳ hạn nợ như

là biến kiểm soát của mô hình. Tuy nhiên, trong mô hình hồi quy bình phương nhỏ

nhất bình phương (Pooled OLS), FEM và REM không thể khắc phục được hiện tượng

nội sinh. Theo Blundell và Bond (1998) cho rằng mô hình GMM hệ thống (System

GMM) sẽ khắc phục tốt nhất hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện

tượng nội sinh trong việc lựa chọn mô hình.

Bảng 4.3 hồi quy phương trình đồng thời bằng phương pháp System GMM trong đó

nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ được xác định nội sinh. Mô hình (1) trình bày các hệ số

hồi quy khi nắm giữ tiền mặt là biến phụ thuộc. Mô hình (3) hồi quy khi sử dụng biến

đại diện cho kỳ hạn nợ làm biến phụ thuộc.

Trong hồi quy (1) nắm giữ tiền mặt, tác giả bao gồm độ trễ của việc nắm tiền mặt để

điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt về mức cân bằng. Còn trong mô hình (2) hồi quy về

kỳ hạn nợ tác giả đưa thêm biến bình phương quy mô công ty và loại bỏ tỷ lệ chi trả

cổ tức ra khỏi hồi quy.

Bảng 4.3: Hồi quy khi ước tính một hệ phương trình bằng phương pháp System

System GMM

(1)

(2)

CashHolding

DebtMaturity

0.484***

Lag Cash

[0.096]

-0.104**

DebtMaturity

[0.048]

-0.012

-0.044***

[0.014]

[0.011]

0.001

-0.145

Size

[0.003]

[0.093]

-0.026**

-0.208***

Leverage

[0.013]

[0.032]

0.407

Dividend

[0.456]

0.614**

1.800***

Capex

[0.287]

[0.475]

-0.073

-0.610*

IndustrySigma

[0.253]

[0.313]

0.607***

Lag DebtMaturity

[0.052]

-0.373***

CashHolding

[0.122]

0.003*

Size2

[0.002]

GMM

Constant

0.027

1.928

[0.090]

[1.266]

Observations

2,356

Number of Identify

481

P-value AR(2)

0.569

0.129

Hansen test

16.28

15.55

(0.434)

(0.213)

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

Trong mô hình (1) của Bảng 4.3, cũng cho kết quả tương tự như Bảng 4.1 và 4.2 là kỳ

hạn nợ tương quan âm với việc nắm giữ tiền mặt. Kết quả này ngược lại so với nghiên

cứu của Harford, Klasa và Maxwell (2014), (Brick and Liao 2017). Về mặt lý thuyết,

khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ dài hạn càng cao thì có thể đối mặt với gia tăng chi phí

vay trong tương lai và đồng thời rủi ro tái tài trợ nguồn vốn càng cao. Chính vì vậy mà

doanh nghiệp nên nắm giữ tiền mặt nhiều để làm công cụ phòng ngừa rủi ro hiệu quả.

Tuy nhiên, kết quả mẫu tại Việt nam không sử dụng tiền mặt như công cụ phòng ngừa

rủi ro khi đối diện với rủi ro tái tài trợ và khi doanh nghiệp rơi vào tình trạng khó khăn

thì lượng tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ sẽ giảm. Bên cạnh đó, hệ số tỷ lệ đòn bẩy là

-0.026 với mức ý nghĩa 5% tuy nhiên mức độ tác động không cao. Cụ thể là 5% gia

tăng đòn bẩy thì làm giảm 0.026% tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này phù hợp với lý

thuyết trật tự phân hạng do nợ có thể làm giảm rủi ro đạo đức và kinh hoạt, lý thuyết

đánh đổi cũng lập luận khi doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy cao nghĩa là vay nợ nhiều

thì sẽ giảm dự trữ tiền mặt vì áp lực trả lãi và vốn vay lớn. Ngoài ra, kết quả hồi quy

nắm giữ tiền mặt còn đưa ra mối quan hệ với chi tiêu vốn (Capex) là tương quan

dương với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Opler và cộng

sự (1999) cho rằng các công ty chi tiêu vốn cao sẽ giữ tiền mặt nhiều để phòng ngừa

rủi ro cho việc không đủ nguồn lực tài chính để chi cho tài sản cố định. Các yếu tố

khác trong mô hình nắm giữ tiền mặt như cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chi trả

cổ tức, biến động dòng tiền trung bình ngành đối với mẫu doanh nghiệp ở Việt nam

trong giai đoạn 2008-2017 thì không có ý nghĩa với nắm giữ tiền mặt. P-value của

kiểm định Hansen test là 0.434 ( > 0.1) nên việc sử dụng biến công cụ là phù hợp

trong ước lượng mô hình nắm giữ tiền mặt.

Đối với mô hình (2) kỳ hạn nợ trong Bảng 4.3, kết quả giữa mối quan hệ giữa tỷ lệ

nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là tương quan âm vẫn không đổi so với các mô hình

hồi quy trước. Hệ số của tỷ lệ đòn bẩy -0.208 với mức ý nghĩa 1% hàm ý rằng khi tỷ

lệ đòn bẩy tăng 1% thì huy động tài trợ từ vay nợ dài hạn sẽ giảm 0.208% và ngược

lại. Kết quả này có thể được giải thích các công ty sử dụng đòn bẩy lớn sẽ làm tăng

chi phí sử dụng vốn vay nên gia tăng rủi ro tái tài trợ từ đó dẫn đến khó tiếp cận với

nguồn vốn từ bên ngoài đặc biệt là nợ dài hạn làm giảm tỷ lệ nợ dài hạn trong tổng nợ.

Hệ số tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách là tương quan âm với kỳ hạn ở với ý

nghĩa ở mức 1%. Nghĩa là công ty có nhiều cơ hội tăng trưởng thì nghiêng về sử dụng

cấu trúc nợ ngắn hạn hơn và giảm nợ dài hạn theo nghiên cứu của Barclay và Smith

(1995), Stohs và Mauer (1996), (Brick and Liao 2017). Hệ số biến động dòng tiền

trung bình ngành là -0.610 với mức ý nghĩa 10%, có nghĩa là các công ty có biến động

dòng tiền cao hơn thì ít vay nợ dài hạn. Biến động dòng tiền cao thì mức độ rủi ro

dòng tiền của doanh nghiệp càng tăng. Tuy nhiên cũng theo kết quả mô hình tiền mặt

mẫu các doanh nghiệp ở Việt Nam thì các công ty s giảm nắm giữ tiền mặt vì lý do

chi phí cơ hội cao. Vì vậy trong mẫu nghiên cứu này khi biến động dòng tiền ngành

tăng thì sẽ dùng nguồn tài trợ ngắn hạn để bù đắp biến động này. Mặc dù biến Size

không có ý nghĩa thống kê, nhưng biến Size2 có tác động dương với tỷ lệ nợ dài hạn

với mức ý nghĩa 10%.

4.4 Hồi quy theo phân loại công ty hạn chế tài chính

Bài nghiên cứu tiếp tục kiểm định xem có mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ

hạn nợ đối với các công ty bị hạn chế về tài chính và không bị hạn chế về tài chính.

Dựa vào quy mô công ty tác giả chia thành hai mẫu: công ty hạn chế tài chính và công

ty không hạn chế tài chính.

Bottom

Top

Bottom

Top

30%

Total Asset

(3)

(4)

(1)

(2)

Cashholding

Debtmaturity

Lag Cash

0.535***

0.785***

[0.114]

[0.087]

DebtMaturity

-0.111*

-0.044

[0.061]

[0.037]

Dividend

0.060

-0.251

[0.106]

[0.159]

0.017

0.001

-0.006

-0.008

[0.011]

[0.004]

[0.014]

[0.008]

Leverage

-0.031***

-0.027

-0.049***

-0.001

[0.012]

[0.016]

[0.013]

[0.063]

Capex

-0.217

0.081

0.937***

1.327***

[0.177]

[0.128]

[0.357]

[0.299]

IndustrySigma

-0.067

-0.000

0.289

-1.675***

[0.280]

[0.188]

[0.358]

[0.564]

Lag Debtmaturity

0.483***

0.597***

[0.075]

[0.088]

CashHolding

-0.170*

-0.256*

[0.097]

[0.140]

Constant

0.075**

0.042

0.013

0.226***

[0.034]

[0.031]

[0.043]

[0.076]

Observations

735

P-value AR(2)

0.342

0.259

0.554

0.978

Hansen test

9.58

21.62

9.61

8.69

(0.888)

(0.156)

(0.294)

(0.369)

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

Bảng 4.4: Phân loại công ty hạn chế tài chính

Kết quả bảng 4. 4 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp System GMM cho hai

mẫu phụ là các công ty bị hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài chính phân loại

theo quy mô công ty. Tác giả tìm thấy mối tương quan ngược chiều nhau giữa nắm

giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ ở cả các công ty hạn chế bị hạn chế tài chính. Cụ thể là, với

mô hình nắm giữ tiền mặt hệ số tương quan của kỳ hạn nợ là -0.111 với mức ý nghĩa

1%. Còn với mô hình kỳ hạn nợ hệ số tương quan của nắm giữ tiền mặt là – 0.17 cũng

với mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên kết quả hồi quy đối với những công ty không bị hạn

chế tài chính thì không có ý nghĩa thống kê. Do đó, mối quan hệ giữa nắm giữ tiền

mặt và kỳ hạn nợ chỉ được giải thích cho những công ty bị hạn chế tài chính trong

mẫu, còn những công ty không bị hạn chế tài chính mối quan hệ này là không rõ ràng.

Ngoài ra, ảnh hưởng của các biến kiểm soát trong mô hình của hai mẫu phụ vẫn vững

với mô hình toàn mẫu trong bảng 4.3. Kiểm định Hansen- test trong bảng 4.4 có giá trị

p- value đều lớn hơn 0.1 nên biến công cụ sử dụng trong phương pháp ước lượng

System GMM là hoàn toàn phù hợp.

CHƯƠNG 5.CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ

Kết luận

Tác giả đã nghiên cứu mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ dựa trên

mẫu 489 công ty được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà

Nội trong 10 năm từ 2008-2017. Trong bài nghiên cứu này, bằng phương pháp hồi

quy GMM System tác giả đưa ra bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa việc nắm giữ

tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh nghiệp là mối tương quan ngược chiều nhưng tác

động qua lại lẫn nhau đặc biệt là ở các công ty bị hạn chế tài chính. Nghĩa là, đối với

các doanh nghiệp ở Việt Nam khi tình hình công ty khó khăn thì công ty sẽ khó tiếp

cận với nguồn tài trợ bên ngoài đặc biệt là vay nợ dài hạn nên công ty sẽ ưu tiên sử

dụng nguồn vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại để tăng lượng tiền mặt nắm giữ phòng

ngừa rủi ro. Sau đó, chúng tôi ước tính các mô hình phương trình đồng thời bằng cách

sử dụng GMM để đánh giá mức độ nội sinh của nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ và chúng

tôi thấy rằng kết quả của chúng tôi vẫn giữ như kỳ vọng.

Bên cạnh đó, các yếu tố tác động lên việc nắm giữ tiền mặt ngoài kỳ hạn nợ như: đòn

bẩy tác động cùng chiều, chi tiêu vốn có tác động ngược chiều lên quyết định nắm giữ

tiền mặt. Các yếu tố còn lại như quy mô công ty, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ

sách, chi trả cổ tức cũng như biến động dòng tiền trung bình ngành không có tác động

rõ ràng lên việc nắm giữ tiền mặt ở Việt Nam. Đối với cấu trúc kỳ hạn nợ, các yếu tố

tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, đòn bẩy cũng như biến động dòng tiền trung

bình ngành tương quan âm với kỳ hạn nợ mà ở đây là tỷ lệ vay nợ dài hạn của doanh

nghiệp. Ngược lại, chi tiêu vốn tác động cùng chiều với kỳ hạn nợ đối với các công ty

đang niêm yết tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

Khuyến nghị

Kết quả nghiên cứu trên cho thấy các doanh nghiệp ở Việt Nam trong giai đoạn sau

khủng hoảng từ 2008-2017 có xu hướng nắm giữ tiền mặt để phòng ngừa rủi ro hơn là

thay vì đi vay nợ. Tuy nhiên đó chỉ là phản ứng ngắn hạn với động cơ giao dịch và

động cơ phòng ngừa rủi ro thanh khoản. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp ở Việt Nam

hầu hết là ưu tiên sử dụng nợ ngắn hạn. Và hoạt động cho vay ngắn hạn cũng diễn ra

phổ biến hơn cho vay dài hạn ở thị trường vốn vì rủi ro biến động lãi suất trong dài

hạn ở các quốc gia đang phát triển như Việt Nam là tương đối cao. Ngoài ra, kỳ hạn

nợ cũng bị ảnh hưởng bởi năng lực quản trị của doanh nghiệp, để hoàn thành nghĩa vụ

trả lãi vay và nợ gốc cần phải có một chính sách quản trị hiệu quả. Vì vậy, mà các

doanh nghiệp ở Việt Nam nên đưa ra mức nắm giữ tiền mặt tối ưu và cân đối việc sử

dụng nợ vay để giúp doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro trong dài hạn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT:

Nguyễn Thị Uyên Uyên & Từ Thị Kim Thoa (2017). “Ảnh hưởng của dòng tiền đến

độ nhạy cảm tiền mặt nắm giữ trong điều kiện hạn chế tài chính của các công ty Việt

Nam” Tạp chí Phát triển Kinh tế, T. 28, S. 11 (2017).

Ngô Văn Toàn & Phạm Thị Thu Hồng (2015). “Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định

lựa chọn kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.

Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, S. 115 (2015).

TÀI LIỆU TIẾNG ANH:

Acharya, V. V., Almeida, H., & Campello, M. (2007). Is cash negative debt? A

hedging perspective on corporate financial policies. Journal of Financial

Intermediation, 16(4), 515-554.

Almeida, H., et al. (2004). "The cash flow sensitivity of cash." The Journal of Finance

59(4): 1777-1804.

Barclay, M. J., Marx, L. M., & Smith Jr, C. W. (2003). The joint determination of

leverage and maturity. Journal of corporate finance, 9(2), 149-167.

Bates, T. W., et al. (2009). "Why do US firms hold so much more cash than they used

to?" The Journal of Finance 64(5): 1985-2021.

Brick, I. E. and R. C. Liao (2017). "The joint determinants of cash holdings and debt

maturity: the case for financial constraints." Review of Quantitative Finance and

Accounting 48(3): 597-641.

Cai, K., Fairchild, R., & Guney, Y. (2008). Debt maturity structure of Chinese

companies. Pacific-Basin Finance Journal, 16(3), 268-297.

DeAngelo, H., DeAngelo, L., & Whited, T. M. (2011). Capital structure dynamics and

transitory debt. Journal of Financial Economics, 99(2), 235-261.

Denis, D. J. and V. Sibilkov (2009). "Financial constraints, investment, and the value

of cash holdings." The Review of Financial Studies 23(1): 247-269.

Diamond, D. W. (1991). Monitoring and reputation: The choice between bank loans

and directly placed debt. Journal of political Economy, 99(4), 689-721.

Diamond, D. W. (1993). Seniority and maturity of debt contracts. Journal of financial

Economics, 33(3), 341-368.

Dittmar, A., et al. (2003). "International corporate governance and corporate cash

holdings." Journal of Financial and Quantitative analysis 38(1): 111-133.

Erickson, T. and T. M. Whited (2000). "Measurement error and the relationship

between investment and q." Journal of political economy 108(5): 1027-1057.

Faulkender, M. and R. Wang (2006). "Corporate financial policy and the value of

cash." The Journal of Finance 61(4): 1957-1990.

Fazzari, S., et al. (1988). "Investment, financing decisions, and tax policy." The

American economic review 78(2): 200-205.

Ferreira, M. A., & Vilela, A. S. (2004). Why do firms hold cash? Evidence from EMU

countries. European Financial Management, 10(2), 295-319.

Flannery, M. J. (1986). Asymmetric information and risky debt maturity choice. The

Journal of Finance, 41(1), 19-37.

Foley, C. F., et al. (2007). "Why do firms hold so much cash? A tax-based

explanation." Journal of financial economics 86(3): 579-607.

Gilchrist, S. and C. P. Himmelberg (1995). "Evidence on the role of cash flow for

investment." Journal of monetary Economics 36(3): 541-572.

Guney, Y., Ozkan, A., & Ozkan, N. (2007). International evidence on the non-linear

impact of leverage on corporate cash holdings. Journal of Multinational financial

management, 17(1), 45-60.

Harford, J., et al. (2014). "Refinancing risk and cash holdings." The Journal of

Finance 69(3): 975-1012.

James, C. (1987). Some evidence on the uniqueness of bank loans. Journal of financial

economics, 19(2), 217-235.

Jensen, M. C. (1986). "Agency costs of free cash flow, corporate finance, and

takeovers." The American economic review 76(2): 323-329.

Jun, S. G., & Jen, F. C. (2003). Trade-off model of debt maturity structure. Review of

Quantitative Finance and Accounting, 20(1), 5-34.

Kadapakkam, P.-R., et al. (1998). "The impact of cash flows and firm size on

investment: The international evidence." Journal of banking & Finance 22(3): 293-

320.

Kaplan, S. N. and L. Zingales (1995). Do financing constraints explain why

investment is correlated with cash flow?, National Bureau of economic research.

Kaplan, S. N. and L. Zingales (1997). "Do investment-cash flow sensitivities provide

useful measures of financing constraints?" The Quarterly journal of economics

112(1): 169-215.

Keynes, J. M. (1936). The general theory of employment, interest and money (1936),

Kessinger Publishing.

Korajczyk, R. A. and A. Levy (2003). "Capital structure choice: macroeconomic

conditions and financial constraints." Journal of financial economics 68(1): 75-109.

Leland, H. E., & Toft, K. B. (1996). Optimal capital structure, endogenous

bankruptcy, and the term structure of credit spreads. The Journal of Finance, 51(3),

987-1019.

Lummer, S. L., & McConnell, J. J. (1989). Further evidence on the bank lending

process and the capital-market response to bank loan agreements. Journal of Financial

Economics, 25(1), 99-122.

Megginson, W. L., & Wei, Z. (2010). Determinants and value of cash holdings:

Evidence from China's privatized firms. In 23rd Australasian Finance and Banking

Conference (pp. 1-48).

Miller, M. H. and D. Orr (1966). "A Model of the Demand for Money by Firms." The

Quarterly journal of economics 80(3): 413-435.

Morris, J. R. (1992). Factors affecting the maturity structure of corporate

debt. University of Colorado at Denver.

Myers, S. C. (1977). "Determinants of corporate borrowing." Journal of financial

economics 5(2): 147-175.

Myers, S. C. and N. S. Majluf (1984). "Corporate financing and investment decisions

when firms have information that investors do not have." Journal of financial

economics 13(2): 187-221.

Opler, T., et al. (1999). "The determinants and implications of corporate cash

holdings." Journal of financial economics 52(1): 3-46.

Rauh, J. D., & Sufi, A. (2010). Capital structure and debt structure. The Review of

Financial Studies, 23(12), 4242-4280.

Schiantarelli, F. (1995). Financial constraints and investment: a critical review of

methodological issues and international evidence. Conference Series-Federal Reserve

Bank of Boston, Federal Reserve Bank of Boston.

Stohs, M. H., & Mauer, D. C. (1996). The determinants of corporate debt maturity

structure. Journal of Business, 279-312.

Sun, Q. (2014). Cash holdings and risky access to future credit.

Whited, T. M. and G. Wu (2006). "Financial constraints risk." The Review of

Financial Studies 19(2): 531-559.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Bảng mã ngành cấp 2 của Hệ thống phân loại ngành Bắc Mỹ (NAICS)

Mã Ngành

cấp 2 theo Tên ngành Tên ngành STT phân loại (Tiếng Anh) (Tiếng Việt)

NAICS

Agriculture, Forestry, Fishing and 1 Nông, Lâm, Ngư nghiệp 11 Hunting

Mining, Quarrying, and Oil and 2 Khai thác khoáng sản, dầu khí 21 Gas Extraction

3 Utilities 22 Dịch vụ tiện ích

4 Construction 23 Xây dựng

5 31-33 Manufacturing Sản xuất

6 42 Wholesale Trade Bán buôn

7 44-45 Retail Trade Bán lẻ

8 48-49 Transportation and Warehousing Vận tải, kho bãi

9 51 Information Truyền thông thông tin

Real Estate and Rental and 10 53 Bất động sản Leasing

Professional, Scientific, and 11 54 Khoa học kỹ thuật Technical Services

Administrative and Support and

12 56 Waste Management and Hành chính, quản lý dịch vụ

Remediation Services

Arts, Entertainment, and 13 71 Nghệ thuật, giải trí Recreation

Accommodation and Food 14 72 Dịch vụ lưu trú, ăn uống Services

Other Services (except Public Các dịch vụ khác ( trừ dịch vụ 15 81 Administration) công)

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ Thomson Reuters Eikon.

Phụ lục 2: Thống kê mô tả

Phụ lục 3: Ma trận hệ số tương quan

Phụ lục 4: Mô hình nắm giữ tiền mặt

Kiểm định lựa chọn giữa mô hình FEM và REM với biến phụ thuôc CashHolding

Phụ lục 5: Mô hình kỳ hạn nợ

Phụ lục 6: Mô hình hồi quy tiền mặt chạy bằng phương pháp two-step System

GMM

Phụ lục 7: Mô hình hồi quy kỳ hạn nợ chạy bằng phương pháp two-step System

GMM

Kết quả hồi quy với mẫu công ty bị hạn chế tài chính

Kết quả hồi quy với mẫu công ty không bị hạn chế tài chính

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong trường hợp hạn chế tài chính - Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

Chủ đề:

Luận án tiến sĩ

Luận án tiến sĩ chính sách tài khóa

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN PHƯƠNG THẢO

MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ

HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - 2019

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN PHƯƠNG THẢO

MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ

HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã ngành: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

TP. HỒ CHÍ MINH -2019

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

TÓM TẮT

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

DebtMaturity CashHolding IndustrySigma

PB

Size

Capex Leverage Dividend Volatility

DebtMaturity

CashHolding

IndustrySigma

PB

Size

Capex

Leverage

Dividend

Volatility

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Tài liệu liên quan

Luận án Tiến sĩ: Các điều kiện thúc đẩy sự ra đời tiền kỹ thuật số (CBDC) của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Các điều kiện thúc đẩy sự ra đời tiền kỹ thuật số (CBDC) của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Thể chế tổ chức và hoạt động của các quỹ tài chính nhà nước ngoài ngân sách hỗ trợ cho doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Thể chế tổ chức và hoạt động của các quỹ tài chính nhà nước ngoài ngân sách hỗ trợ cho doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trên báo cáo thường niên của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Tác động của cấu trúc thị trường đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ công bố thông tin trên báo cáo thường niên của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Trích xuất mạch vành và phát hiện bất thường trên mạch vành hỗ trợ trong chẩn đoán

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Trích xuất mạch vành và phát hiện bất thường trên mạch vành hỗ trợ trong chẩn đoán

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp, đặc trưng và ứng dụng của vật liệu khung cơ kim loại trên cơ sở Bismuth

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp, đặc trưng và ứng dụng của vật liệu khung cơ kim loại trên cơ sở Bismuth

Luận án Tiến sĩ: Tác động của trách nhiệm xã hội đến tài sản thương hiệu, sự hài lòng và ý định quay lại của du khách - Trường hợp các điểm đến ở khu vực Đông Nam Bộ, Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Tác động của trách nhiệm xã hội đến tài sản thương hiệu, sự hài lòng và ý định quay lại của du khách - Trường hợp các điểm đến ở khu vực Đông Nam Bộ, Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu chế tạo vật liệu xúc tác quang trên nền TiO₂, ZnO biến tính bởi chấm lượng tử Graphene pha tạp nitơ và nano bạc

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu chế tạo vật liệu xúc tác quang trên nền TiO₂, ZnO biến tính bởi chấm lượng tử Graphene pha tạp nitơ và nano bạc

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phát triển các mô hình sinh kế bền vững dựa vào canh tác nông nghiệp của người dân ở vùng đệm Vườn quốc gia Tà Đùng

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phát triển các mô hình sinh kế bền vững dựa vào canh tác nông nghiệp của người dân ở vùng đệm Vườn quốc gia Tà Đùng

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp dung dịch Ferrate (FeO₄²⁻) bằng phương pháp điện hoá và ứng dụng trong xử lý nước thải

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp dung dịch Ferrate (FeO₄²⁻) bằng phương pháp điện hoá và ứng dụng trong xử lý nước thải

Tóm tắt Đề án Thạc sĩ: Đào tạo nguồn nhân lực trong bối cảnh chuyển đổi số tại Học viện Công nghệ Bưu chính Viễn thông

Đề án Thạc sĩ: Đào tạo nguồn nhân lực trong bối cảnh chuyển đổi số tại Học viện Công nghệ Bưu chính Viễn thông

Luận án Tiến sĩ: Tác động của văn hoá doanh nghiệp đến năng lực sáng tạo của nhân viên các doanh nghiệp ICT Việt Nam - Nghiên cứu trường hợp Tập đoàn FPT

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm