Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp việt nam

GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

Lý do chọn đề tài

Tiền mặt đóng vai trò quan trọng trong hoạt động sản xuất kinh doanh, giúp đảm bảo sự thông suốt cho doanh nghiệp Doanh nghiệp cần duy trì lượng tiền mặt đủ để phục vụ cho các hoạt động thường xuyên và dự trữ cho tình huống khẩn cấp Cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 đã ảnh hưởng tiêu cực đến nền kinh tế Việt Nam, khiến nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn, lợi nhuận giảm và dòng tiền trở nên biến động Để đối phó với tình trạng thiếu hụt dòng tiền, nhiều doanh nghiệp đã tăng vay vốn ngân hàng, nhưng điều này tạo áp lực lên nghĩa vụ tài chính, bao gồm chi phí lãi vay và các khoản nợ đến hạn Sự gia tăng nợ buộc doanh nghiệp phải chi trả cho các chi phí hoạt động và đầu tư nhằm tăng lợi nhuận, từ đó thúc đẩy nhu cầu nắm giữ tiền Lợi ích của việc nắm giữ tiền giúp doanh nghiệp theo đuổi chính sách đầu tư trong thời gian khó khăn và giảm thiểu chi phí huy động vốn bên ngoài, tuy nhiên, chi phí nắm giữ tiền cũng bao gồm chi phí gián tiếp như chi phí đại diện.

Câu hỏi quan trọng đặt ra là những yếu tố nào ảnh hưởng đến quyết định giữ tiền mặt của doanh nghiệp Với vai trò trung tâm trong mọi hoạt động, việc nắm giữ tiền mặt có thể tác động tích cực đến khả năng sinh lợi và giá trị doanh nghiệp Để làm sáng tỏ vấn đề này, tác giả đã chọn nghiên cứu “Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Việt Nam” cho luận văn thạc sĩ của mình.

Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu này nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp và đánh giá tác động của lượng tiền mặt hiện có đến khả năng sinh lợi cũng như giá trị doanh nghiệp trong bối cảnh các cơ hội đầu tư khác nhau Nghiên cứu sẽ làm rõ mức độ ảnh hưởng và tác động của việc nắm giữ tiền mặt đối với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Câu hỏi nghiên cứu

Từ mục tiêu nghiên cứu trên, luận văn sẽ tập trung giải quyết các vấn đề sau:

Nghiên cứu này sử dụng mô hình thực nghiệm để xác định các yếu tố chính thúc đẩy doanh nghiệp Việt Nam nắm giữ tiền mặt và đánh giá mức độ ảnh hưởng của những yếu tố này.

Nghiên cứu này sử dụng mô hình thực nghiệm để kiểm tra tác động của mức nắm giữ tiền của doanh nghiệp đến hiệu quả hoạt động, được đo lường thông qua khả năng sinh lợi trên tài sản (ROA) và giá trị doanh nghiệp (PBR) của các doanh nghiệp Việt Nam Bài viết sẽ phân tích ảnh hưởng của mức nắm giữ tiền đến hiệu quả hoạt động ở các mức thiết lập cơ hội đầu tư khác nhau, đồng thời làm rõ mức độ và bản chất của ảnh hưởng này.

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Bài luận văn này nghiên cứu các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp và tác động của quyết định này đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Việc hiểu rõ những yếu tố này là rất quan trọng để tối ưu hóa quản lý tài chính và nâng cao hiệu suất kinh doanh.

Mô hình hồi quy được xây dựng dựa trên dữ liệu từ báo cáo tài chính, bao gồm bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh, của 118 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong khoảng thời gian từ 2008 đến 2012.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ năm 2006 đến 2012 để xây dựng bộ dữ liệu bảng cân bằng (Balanced panel data) Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp niêm yết trên sàn Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) vào ngày 31 tháng 12 hàng năm.

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effects model) kết hợp với kiểm định Hausman để xác định sự phù hợp giữa mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) trong việc đo lường tác động giữa các mối quan hệ Các biến được sử dụng trong nghiên cứu sẽ được trình bày chi tiết trong chương 3.

Nghiên cứu này được thực hiện qua hai bước: đầu tiên, xác định các yếu tố tác động đến quyết định giữ tiền của doanh nghiệp; sau đó, phân tích ảnh hưởng của việc giữ tiền đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Nghiên cứu này áp dụng phần mềm Stata11 để thực hiện phân tích định lượng, nhằm kiểm tra các yếu tố thực nghiệm ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Đồng thời, nghiên cứu cũng đánh giá tác động của việc nắm giữ tiền mặt đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp.

Ý nghĩa của đề tài

Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền mặt ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả hoạt động kinh doanh và giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên, tại Việt Nam, vấn đề này chưa được các nhà nghiên cứu và doanh nghiệp quan tâm đúng mức Bài viết này cung cấp bằng chứng khoa học khách quan, giúp doanh nghiệp nhận thức rõ hơn về tác động của việc nắm giữ tiền đối với hiệu quả hoạt động, từ đó điều chỉnh chính sách quản lý tiền một cách hiệu quả hơn, góp phần nâng cao hiệu suất kinh doanh.

Bố cục của luận văn

Nội dung chính của luận văn bao gồm 5 chương, được trình bày cụ thể theo trình tự sau:

Chương 1: Giới thiệu đề tài Trong chương này, tác giả sẽ làm rõ lý do chọn đề tài nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, các vấn đề cần nghiên cứu, đối tượng, phạm vi nghiên cứu đồng thời giới thiệu tổng quan về phương pháp nghiên cứu và ý nghĩa của đề tài.

CƠ SỞ LÝ LUẬN KHOA HỌC VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ ẢNH HƯỞNG CỦA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN LÊN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP

Cơ sở lý luận khoa học về nắm giữ tiền mặt

Theo Ferreira và Vielela (2004) có ba mô hình lý thuyết có thể giúp xác định các đặc điểm doanh nghiệp mà quyết định việc nắm giữ tiền.

2.1.1 Lý thuyết trật tự phân hạng

Lý thuyết trật tự phân hạng của Myers (1984) cho rằng doanh nghiệp ưu tiên sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án đầu tư, tiếp theo là nợ và cuối cùng là vốn cổ phần, nhằm giảm thiểu chi phí bất cân xứng thông tin và các chi phí tài chính khác Doanh nghiệp không duy trì một mức tiền mặt mục tiêu, mà sử dụng tiền như một tấm đệm giữa lợi nhuận giữ lại và nhu cầu đầu tư Khi dòng tiền hoạt động đủ để tài trợ cho các dự án mới, doanh nghiệp sẽ hoàn trả nợ và tích lũy tiền Ngược lại, nếu lợi nhuận giữ lại không đủ, doanh nghiệp sẽ sử dụng tiền tích lũy và chỉ phát hành nợ khi thật sự cần thiết.

Thiết lập cơ hội đầu tư lớn tạo ra nhu cầu tiền lớn, vì thiếu hụt nguồn vốn bên ngoài khiến doanh nghiệp phải từ bỏ các cơ hội đầu tư sinh lợi Do đó, có mối quan hệ đồng biến giữa thiết lập cơ hội đầu tư và nắm giữ tiền Trong khi đó, nợ thường tăng khi đầu tư vượt quá lợi nhuận giữ lại và giảm khi đầu tư ít hơn lợi nhuận giữ lại, dẫn đến nắm giữ tiền giảm khi đầu tư vượt quá lợi nhuận và tăng khi đầu tư ít hơn Mối quan hệ này cho thấy có sự nghịch biến giữa đòn bẩy và nắm giữ tiền.

Dòng tiền Lý thuyết dự đoán các doanh nghiệp có dòng tiền cao sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn.

2.1.2 Lý thuyết dòng tiền tự do

Jensen (1986) chỉ ra rằng các nhà quản lý có xu hướng tích trữ tiền để gia tăng tài sản và quyền tự quyết trong các quyết định đầu tư Khi có sẵn nguồn vốn, họ không cần huy động vốn từ bên ngoài hoặc cung cấp thông tin chi tiết về các dự án, từ đó có thể thực hiện những khoản đầu tư có thể không phù hợp với lợi ích của cổ đông.

Thiết lập cơ hội đầu tư là yếu tố quan trọng, đặc biệt đối với các giám đốc công ty có cơ hội đầu tư yếu, khi họ thường giữ nhiều tiền hơn để đảm bảo nguồn quỹ cho các dự án tăng trưởng, ngay cả khi giá trị hiện tại ròng (NPV) của các dự án là âm Điều này có thể dẫn đến việc giảm giá trị cổ đông, mặc dù doanh nghiệp có chương trình đầu tư lớn và tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách thấp Do đó, mối quan hệ giữa việc thiết lập cơ hội đầu tư và nắm giữ tiền có thể là ngược chiều khi sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách Ngoài ra, các doanh nghiệp có đòn bẩy thấp thường ít quan tâm đến việc giám sát, tạo điều kiện cho quyết định quản trị cao hơn, dẫn đến việc họ nắm giữ nhiều tiền hơn theo lý thuyết dòng tiền tự do.

Lý thuyết đánh đổi mô tả cách các nhà quản lý ra quyết định bằng cách cân nhắc giữa lợi ích và chi phí, với mục tiêu đạt được sự cân bằng giữa lợi ích biên và chi phí biên Theo lý thuyết này, doanh nghiệp xác định mức độ nắm giữ tiền tối ưu bằng cách phân tích chi phí và lợi nhuận liên quan Việc nắm giữ tiền mang lại nhiều lợi ích, bao gồm giảm thiểu tác động tiêu cực từ khủng hoảng tài chính, cho phép doanh nghiệp duy trì các chính sách đầu tư tối ưu ngay cả trong thời điểm khó khăn, và giảm chi phí huy động vốn bên ngoài Chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền chủ yếu đến từ tỷ lệ lợi nhuận thấp trên tài sản ngắn hạn.

Thiết lập cơ hội đầu tư là rất quan trọng, vì chi phí phát sinh khi thiếu tiền có thể cao hơn đối với doanh nghiệp có nhiều cơ hội đầu tư, dẫn đến việc từ bỏ các cơ hội giá trị Lý thuyết đánh đổi chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa cơ hội đầu tư và việc nắm giữ tiền Ngoài ra, đòn bẩy tài chính có thể làm tăng nguy cơ phá sản do áp lực từ các kế hoạch trả nợ cứng nhắc, khiến các doanh nghiệp có đòn bẩy cao hơn thường nắm giữ nhiều tiền hơn để giảm thiểu rủi ro tài chính Tuy nhiên, mối quan hệ giữa nắm giữ tiền và tỉ lệ đòn bẩy vẫn chưa rõ ràng, vì doanh nghiệp có khả năng phát hành thêm nợ cao hơn có thể nắm giữ ít tiền hơn.

Dòng tiền Trong trường hợp mà dòng tiền cung cấp một nguồn thanh khoản có sẵn

Theo Kim và cộng sự (1998), tiền được xem như một hình thức thay thế cho các tài sản khác Lý thuyết đánh đổi dự kiến rằng có mối quan hệ nghịch biến giữa dòng tiền và việc nắm giữ tiền.

Sự biến động của dòng tiền trong các doanh nghiệp có thể dẫn đến nguy cơ thiếu hụt tài chính Những doanh nghiệp có dòng tiền không ổn định thường phải đối mặt với khả năng cao hơn về việc gặp khó khăn trong việc duy trì hoạt động do sự suy giảm bất ngờ của dòng tiền.

Do đó, sự biến động của dòng tiền có mối quan hệ đồng biến với việc nắm giữ tiền.

Bảng 2.1 : Tóm tắt các mô hình lý thuyết có thể giúp xác định các đặc điểm doanh nghiệp mà quyết định việc nắm giữ tiền

Lý thuyết trật tự phân hạng

Lý thuyết dòng tiền tự do

Thiết lập cơ hội đầu tư Đồng biến Nghịch biến Đồng biến

Nghịch biến Nghịch biến Không rõ Đồng biến Nghịch biến Đồng biến Đòn bẩy

Sự biến động của dòng tiền

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên c ứ u

Trong bài nghiên cứu “Firm’s Cash Holdings and Performance: Evidence from

Nghiên cứu "Japanese Corporate Finance" của Tiến sĩ Shinada Naoki (2012) không chỉ phân tích các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền mà còn kiểm định ảnh hưởng của nó đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Với mục tiêu tương đồng, tác giả đã áp dụng hai mô hình thực nghiệm của Shinada Naoki để nghiên cứu các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền và tác động của nó đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp tại Việt Nam.

Tác giả đã kiểm định hai mô hình thông qua việc áp dụng mô hình tác động ngẫu nhiên (Random effects model) dựa trên kiểm định Hausman, sử dụng bộ dữ liệu bảng từ báo cáo tài chính của 118 doanh nghiệp niêm yết trên Sàn chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh.

Mô hình 1: Động cơ thúc đẩy việc nắm giữ tiền

Theo Shinada Naoki (2012) đã giả định và kiểm định các mối quan hệ thông qua mô hình tác động ngẫu nhiên, sử dụng phương pháp kiểm định Hausman trên bộ dữ liệu thu thập được Các giả định này được xây dựng dựa trên nền tảng các nghiên cứu lý thuyết trước đó.

(a) Các doanh nghiệp sẽ nắm giữ nhiều tiền hơn khi họ thu được dòng tiền lớn hơn.

Theo Lý thuyết trật tự phân hạng, doanh nghiệp coi tiền như một vùng đệm giữa lãi suất và chi phí hoạt động Khi dòng tiền vượt quá nhu cầu tiêu dùng, doanh nghiệp sẽ sử dụng tiền để trả nợ và cổ tức Ngược lại, nếu dòng tiền không đủ đáp ứng nhu cầu tiêu dùng, họ sẽ sử dụng khoản tiền gửi tích lũy để trang trải chi phí trước khi phát hành nợ Việc xem xét ràng buộc tài chính và chi phí huy động vốn là rất quan trọng trong quá trình này.

Sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008, nhiều doanh nghiệp đã tăng cường nắm giữ tiền mặt khi có dòng tiền lớn hơn để đáp ứng nhu cầu chi tiêu liên tục Sự ảnh hưởng của khủng hoảng đã khiến các doanh nghiệp trở nên thận trọng hơn trong việc quản lý dự trữ tiền, do những khó khăn tài chính có thể mở rộng nhanh chóng và buộc họ phải cắt giảm chi phí.

(b) Các doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao hơn sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn

Nghiên cứu “Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU Countries” của Ferreira và Vilela (2004) chỉ ra rằng đòn bẩy tài chính làm tăng nguy cơ phá sản do áp lực từ các kế hoạch trả nợ, dẫn đến việc doanh nghiệp cần quản lý quỹ cẩn thận hơn Để giảm thiểu rủi ro tài chính, các doanh nghiệp có đòn bẩy cao thường giữ nhiều tiền mặt hơn Khi nhận thấy tỉ lệ đòn bẩy quá cao, họ sẽ tăng cường nắm giữ tiền để phòng tránh phá sản và chuẩn bị cho các chi phí phát sinh trong tương lai, thay vì phải dựa vào nguồn tài trợ bên ngoài tốn kém.

(c) Các doanh nghiệp có trả lãi cao hơn sẽ có nắm giữ tiền nhiều hơn

Khi doanh nghiệp có mức đòn bẩy tài chính cao, họ sẽ phải chi trả nhiều lãi suất hơn, dẫn đến nhu cầu tiền tệ tăng lên Do đó, các doanh nghiệp thường lập kế hoạch để giảm nợ bằng cách tích trữ nhiều tiền mặt hơn.

(d) Các doanh nghiệp có mức tín dụng thấp hơn sẽ có nắm giữ tiền cao hơn

Nếu doanh nghiệp lo ngại về việc giảm mức tín dụng và khả năng đảm bảo nguồn tài trợ trong tương lai, họ nên tích lũy tiền mặt trước.

(e) Khi biến động dòng tiền tăng, các doanh nghiệp tăng nắm giữ tiền

Như trong bài nghiên cứu “Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU

Nghiên cứu "Countries" của Ferreira, Miguel A và Antonio S Vilela (2004) chỉ ra rằng các doanh nghiệp có biến động dòng tiền cao thường đối mặt với nguy cơ thiếu hụt tài chính lớn hơn do sự sụt giảm dòng tiền không lường trước.

Mô hình thực nghiệm như sau:

∆casM t = a + a ∗ ∆c† t + b ∗ ∆DCR t–1 + c ∗ ∆SPRD t + d ∗ ∆UC t + e ∗ YD (1)

Trong đó: α là hệ số chặn.

Cash t là biến phụ thuộc phản ánh mức độ nắm giữ tiền của một công ty, được xác định thông qua tỷ lệ tiền mặt và các khoản tương đương tiền so với tổng tài sản trong năm t.

CF_t là một biến độc lập dùng để phân tích ảnh hưởng của cường độ dòng tiền đến việc nắm giữ tiền, được đo bằng tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản trong năm t Dòng tiền được định nghĩa là lợi nhuận sau thuế cộng khấu hao, trừ đi cổ tức chi trả hàng năm Mối quan hệ giữa dòng tiền và việc nắm giữ tiền được giả định là a > 0.

DCR t-1 là một biến độc lập phản ánh cấu trúc nợ của doanh nghiệp, giúp đánh giá ảnh hưởng của mức độ nợ đến khả năng nắm giữ tiền Trong nghiên cứu này, đòn bẩy tài chính được đo bằng tổng các khoản nợ phải trả lãi trên nguồn vốn tại năm t-1, bao gồm nợ ngân hàng (ngắn hạn và dài hạn) cùng với nợ vay tài chính Mối quan hệ giả định rằng hệ số b lớn hơn 0.

DCR có độ trễ 1 năm, điều đó thể hiện cấu trúc nợ của doanh nghiệp năm t - 1 ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền năm t như thế nào.

SPRD là một biến độc lập thể hiện sự chênh lệch giữa lãi suất vay và lãi suất tiền gửi của doanh nghiệp trong năm t Biến này được sử dụng để phân tích ảnh hưởng của việc trả lãi vay đến khả năng nắm giữ tiền của doanh nghiệp Mối quan hệ giữa các yếu tố liên quan giả định rằng hệ số c có giá trị dương.

Biến UC t là một biến độc lập, đại diện cho mức độ biến động của dòng tiền, được đưa vào để phân tích ảnh hưởng của sự biến động dòng tiền đến việc nắm giữ tiền và mức độ ảnh hưởng của nó Biến này được tính toán dựa trên độ lệch chuẩn của biến cf trong 3 năm liên tiếp Theo giả định, mối quan hệ giữa biến UC t và nắm giữ tiền cho thấy hệ số d lớn hơn 0, cho thấy sự biến động dòng tiền có ảnh hưởng tích cực đến việc nắm giữ tiền.

YD là biến giả năm, được tác giả sử dụng trong mô hình 1 để nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp Mô hình này xem xét các yếu tố như tỉ lệ dòng tiền, tỉ lệ đòn bẩy, chênh lệch lãi suất và sự biến động dòng tiền, nhằm hiểu rõ hơn về quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp.

Mô hình 2: Ảnh hưởng của việc nắm giữ tiền lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp

Ngu ồ n d ữ li ệu và phương pháp thu thậ p d ữ li ệ u

Nghiên cứu này tập trung vào các công ty niêm yết trên sàn HOSE, với dữ liệu được thu thập từ năm 2006 đến 2012 Thông tin thống kê được tổng hợp để tính toán các biến độc lập và phụ thuộc trong hai mô hình thực nghiệm, dựa trên báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán của 250 công ty vào ngày 31 tháng 12 hàng năm Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu thuộc dạng dữ liệu bảng (panel data).

Trong quá trình thu thập dữ liệu, các công ty tài chính, ngân hàng, quỹ đầu tư và công ty tiện ích đã bị loại bỏ do sự khác biệt về môi trường và thể chế hoạt động Để đảm bảo tính đồng nhất, các công ty trong mẫu phải có năm tài chính bắt đầu từ ngày 1 tháng 1 đến ngày 31 tháng 12, vì chỉ tiêu giá trị vốn hóa thị trường được tính bằng số lượng cổ phiếu phổ thông nhân với giá trị thị trường của cổ phiếu Biến chỉ số biến động dòng tiền UC được tính bằng độ lệch chuẩn ba năm liên tiếp của biến dòng tiền cf, do đó, tác giả đã loại bỏ các giá trị của hai năm 2006 và 2007 để đảm bảo bộ dữ liệu cân bằng, dẫn đến mẫu nghiên cứu còn lại 118 công ty với 590 quan sát trong giai đoạn 2008 – 2012 Ở mô hình 2, tác giả bổ sung biến giả ngành để làm rõ ảnh hưởng của ngành nghề kinh doanh và quyết định nắm giữ tiền đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, với 7 biến giả ngành trong tổng số 8 ngành nghề hoạt động.

ID6 liên quan đến sản xuất và phân phối điện, bao gồm các dịch vụ như đốt, cung cấp nước nóng, hơi nước và điều hòa không khí ID7 tập trung vào lĩnh vực xây dựng ID8 đề cập đến hoạt động bán buôn và bán lẻ, cũng như sửa chữa ô tô, mô tô, xe máy và các phương tiện giao thông khác ID9 liên quan đến vận tải và kho bãi Cuối cùng, ID11 bao gồm thông tin và truyền thông.

Trong hoạt động kinh doanh bất động sản, tác giả đã phân chia mẫu theo mô hình 2 thành 3 nhóm nhỏ dựa trên tỷ lệ đầu tư cố định so với tổng tài sản Cụ thể, tỷ lệ trung bình của tài sản cố định trong 5 năm liên tiếp được sử dụng làm căn cứ để phân loại Các công ty được sắp xếp từ thấp đến cao, với 40 công ty đầu tiên thuộc nhóm mẫu thấp, 40 công ty tiếp theo thuộc nhóm mẫu trung bình, và phần còn lại thuộc nhóm mẫu cao.

Trong nghiên cứu của Tiến sĩ Shinada Naoki, mô hình kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của doanh nghiệp đã sử dụng biến DI, được thu thập từ cuộc khảo sát Tankan Khảo sát Tankan, do Ngân hàng trung ương Nhật Bản thực hiện, là một cuộc khảo sát kinh tế quan trọng và được công bố hàng quý vào tháng 4.

Vào ngày 7 tháng 10 và tháng 12 hàng năm, các thông tin quan trọng được cung cấp nhằm thực hiện chính sách tiền tệ Khảo sát này bao trùm hầu hết các lĩnh vực của nền kinh tế, từ đó phản ánh tình hình kinh tế tổng thể.

Số thứ tự Ngành nghề hoạt động Số công ty

1 Nông nghiệp, lâm nghiệp và thủy sản 6

2 Công nghiệp, chế biến, chế tạo 59

Sản suất và phân phối điện, khí nước và điều hòa không khí đốt, nước nóng, hơi

Bán buôn và bán lẻ, sữa chữa ô tô, mô tô, xe máy và xe có động cơ khác

7 Thông tn và truyền thông 2

Trong lĩnh vực kinh doanh bất động sản, có 8 hoạt động chính liên quan đến 7 phương hướng đầu tư, ảnh hưởng của giá cả và quan điểm của doanh nghiệp về thị trường lao động cũng như tình hình kinh tế hiện tại Các yếu tố này đóng vai trò quan trọng trong việc định hình chiến lược đầu tư và phát triển bền vững của ngành bất động sản.

Do điều kiện hiện tại ở Việt Nam không cho phép thực hiện các cuộc khảo sát cần thiết, tác giả đã quyết định loại biến DI khỏi mô hình thực nghiệm (1) của mình.

Trong đó, 118 công ty nghiên cứu thuộc các lĩnh vực được thể hiện trong bảng 3.2

(lĩnh vực được chia dựa vào sự phân chia của Sở Giao dịch chứng khoán thành phố

Hồ Chí Minh HOSE), chi tiết các công ty trong mẫu được trình bày kĩ hơn trong phụ lục 1.

Bảng 3.2: Tổng quan mẫu nghiên cứu

Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng phần mềm Stata11 để phân tích các mô hình định lượng, sử dụng phương pháp Bình phương nhỏ nhất OLS và mô hình tác động ngẫu nhiên REM, dựa trên kiểm định Hausman.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

K ế t qu ả h ồ i quy mô hình 1: Động cơ thúc đẩ y vi ệ c n ắ m gi ữ ti ề n

Dựa trên mô hình (1) từ chương 3 và các giả định đã đề ra, tác giả tiến hành kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2012.

4.1.1Phân tích ma trận tương quan giữa các biến

Hệ số tương quan là công cụ quan trọng giúp xác định xu hướng mối quan hệ giữa các biến trong mô hình Thông qua ma trận tương quan, tác giả sẽ phân tích mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, cũng như mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau.

Bảng 4.1.1: Bảng phân tích ma trận hệ số tương quan giữa các biến

cash t cf t DCR t-1 SPRD t UC t

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Dựa vào ma trận hệ số tương quan, chúng ta nhận thấy rằng kết quả hiệp phương sai giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8, cho thấy mối tương quan giữa các biến không nghiêm trọng.

Biến tỉ lệ tiền doanh nghiệp nắm giữ có mối tương quan tích cực với biến tỉ lệ dòng tiền (0.0658) và chỉ số biến động dòng tiền (0.1777) Điều này cho thấy rằng khi tỉ lệ dòng tiền tăng và dòng tiền có sự biến động lớn hơn, thì tỉ lệ tiền và các khoản tương đương tiền của doanh nghiệp cũng sẽ tăng theo, và ngược lại.

Tỷ lệ tiền mà doanh nghiệp nắm giữ có mối tương quan ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy và chênh lệch lãi suất, với hệ số lần lượt là -0.37 và -0.025 Điều này cho thấy rằng các công ty có mức đòn bẩy cao và chi phí lãi vay lớn thường giữ ít tiền mặt hơn.

Tỉ lệ dòng tiền có mối tương quan ngược chiều với đòn bẩy tài chính (-0.141) và chênh lệch lãi suất (-0.118), trong khi lại có mối tương quan cùng chiều với sự biến động của dòng tiền (0.1621) Điều này cho thấy rằng, khi doanh nghiệp có mức vay nợ cao và chi trả lãi vay nhiều, tỉ lệ dòng tiền sẽ giảm Ngược lại, khi tỉ lệ dòng tiền thấp, sự biến động trong dòng tiền của doanh nghiệp cũng sẽ giảm theo.

Biến đòn bẩy tài chính có mối tương quan cùng chiều với biến chênh lệch lãi suất (0.0191), cho thấy rằng doanh nghiệp vay nợ nhiều sẽ phải trả lãi suất cao hơn Ngược lại, biến đòn bẩy này lại có mối tương quan ngược chiều với sự biến động của dòng tiền (0.194), cho thấy rằng doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao thường có dòng tiền ít biến động hơn.

Do các biến có mối tương quan cao và liên quan chặt chẽ về mặt kinh tế trong mô hình, tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng chỉ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF).

4.1.2 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Bảng 4.1.2: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại VIF

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy các giá trị VIF của các biến đều nhỏ, và giá trị VIF trung bình = 1.05 < 10

Kết luận: Không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF.

4.1.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Trong quá trình lựa chọn giữa mô hình hồi quy gộp (Pooled regression) và mô hình tác động cố định (FE), dữ liệu cho thấy sự phù hợp với mô hình FE Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Hausman để phân biệt giữa mô hình tác động cố định và mô hình tác động ngẫu nhiên (RE) Mô hình RE yêu cầu các giả định rằng các thành phần sai số ngẫu nhiên không tương quan với nhau và với các biến giải thích, trong khi mô hình FE không yêu cầu điều này Kiểm định Hausman chỉ ra rằng nếu có sự đồng thời, một hoặc nhiều biến giải thích sẽ nội sinh và tương quan với sai số, điều này ủng hộ mô hình RE.

Bảng 4.1.3: Kết quả lựa chọn giữa FEM và REM dựa trên nền tảng Hausman test

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Lựa chọn mô hình REM

Giả thuyết H1: Lựa chọn mô hình FEM

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy p-value là 0.1907, lớn hơn α 0.05 Do đó, chúng ta chấp nhận giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%, điều này chỉ ra rằng mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM cho mẫu dữ liệu đã chọn.

Kết luận: Bộ dữ liệu tỏ ra phù hợp với mô hình REM, tác giả tiếp tục dùng mô hình REM để tiến hành kiểm định.

4.1.4 Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của mô hình hồi quy

Sau khi xác định mô hình hồi quy thích hợp, tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi của mô hình Kết quả kiểm định cho các hiện tượng này được trình bày chi tiết trong bảng 4.1.4 dưới đây.

Bảng 4.1.4A: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi mô hình kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền

Var sd = sqrt(Var) cash 0.011364 0.1066017 e 0.00433 0.0658052 u 0.005456 0.0738638

Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 210.07 Prob > chi2 = 0.0000

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi

Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

Kết quả kiểm định từ phần mềm Stata11 cho thấy p-value = 0.0000, nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.05 Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho, chứng tỏ có sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.

Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi

Bảng 4.1.4B: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan

Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0036 < α 0.05 Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%

Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

4.1.5 Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp

Sau khi phân tích hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giữa các phần dư, tác giả nhận thấy cả hai hiện tượng này đều tồn tại trong mô hình hồi quy Do đó, mô hình hồi quy sẽ được áp dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và giải thích kết quả Nghiên cứu của Wooldrigge (2002) chỉ ra rằng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát GLS (Generalized Least Squares) là giải pháp hiệu quả để ước lượng hồi quy, vì nó kiểm soát được tự tương quan và phương sai thay đổi Kết quả hồi quy mô hình sau khi áp dụng phương pháp ước lượng GLS nhằm khắc phục các vấn đề trên được trình bày trong bảng 4.1.5.

Bảng 4.1.5: Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền của doanh nghiệp

Biến độc lập Hệ số p-value Mức ý nghĩa

***,**, * hệ số lần lượt có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 590 quan sát của 118 công ty trong giai đoạn 2008 - 2012

Bảng 4.1.5 trình bày kết quả hồi quy giữa tỉ lệ nắm giữ tiền và các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu Kết quả cho thấy biến tỉ lệ dòng tiền có tác động tích cực (0.06) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Biến tỉ lệ đòn bẩy ảnh hưởng tiêu cực (-0.1301) với ý nghĩa thống kê ở mức 1% Biến chỉ số biến động dòng tiền cũng tác động tích cực (0.117) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với tỉ lệ nắm giữ tiền Tuy nhiên, biến chênh lệch lãi suất không có ý nghĩa thống kê, do đó không thể xác định tác động của nó đến mức nắm giữ tiền của doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2012.

(Trình tự thực hiện kiểm định toàn bộ mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền được trình bày đầy đủ trong phụ lục 2).

Hệ số dòng tiền có mối quan hệ đồng biến với việc nắm giữ tiền, với mức ý nghĩa 10%, điều này phù hợp với giả định trong giai đoạn 2008 – 2012 Các doanh nghiệp có tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản cao hơn thường tích lũy nhiều tiền hơn Kết quả này xác nhận quan điểm của Thuyết trật tự phân hạng nhưng lại trái ngược với Lý thuyết đánh đổi Bằng chứng này cũng tương thích với các nghiên cứu của Opler và cộng sự.