Quản trị tiền mặt tại các công ty niêm yết trên sàn HNX và HOSE giai đoạn 2006 - 2012

Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (1.07 MB, 41 trang )

i

TÓM TẮT ĐỀ TÀI
1. Lý do chọn đề tài
Năm 2012 vừa qua, nền kinh tế vĩ mô Việt Nam có những tín hiệu đáng mừng, như
lạm phát ở mức 9.21% - thấp nhất trong 3 năm trở lại đây. Tuy nhiên, tình trạng nợ
xấu lại nổi cộm nhất trong năm qua, số doanh nghiệp rời khỏi thị trường lên tới gần
55000 doanh nghiệp. Với 60% là đều do gặp phải vấn đề về luồng tiền mặt trong công
ty. Chính vì vậy, quản lý tốt tiền mặt là chìa khóa dẫn đến sự thành công của doanh
nghiệp. Theo nhiều nghiên cứu thực nghiệm, mức độ huy động vốn ngắn hạn ở các
nước đang phát triển cao (Theo Both và cộng sự, 2001; Shah và Khan, 2007, 2009), và
Việt Nam cũng không ngoại lệ. Huy động vốn ngắn hạn phải chịu áp lực thanh toán
trong thời gian ngắ
ro. Tuy nhiên, việc nắm giữ một lượng lớn tiền mặt là không hiệu quả, bởi vì nó tạo ra
rất ít hoặc trong nhiều trường hợp nó không tạo ra thu nhập. Do đó, các công ty Việt
Nam cần phải xác định cho mình một tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tối ưu.
2. Mục tiêu nghiên cứu
Bài nghiên cứu cung cấp tình hình quản trị tiền mặt ở Việt Nam hiện nay, phân tích
những yếu tố quyết định đến việc quản trị tiền mặt của công ty và mức độ tác động của
chúng, để nhờ đó mà các công ty biết hướng quản trị tiền mặt, tránh rơi vào kiệt quệ
tài chính và phá sản.
Câu hỏi nghiên cứu: Những yếu tố nào tác động đến quyết định quản trị tiền mặt của
doanh nghiệp Việt Nam? Tác động như thế nào và ở mức độ nào? Hệ số điều chỉnh tỷ
lệ nắm giữ tiền mặt tối ưu ở Việt Nam là bao nhiêu?
3. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng ở cả hai mô hình - Dữ liệu bảng tĩnh (Mô hình tổng hợp tất cả
các quan sát (pool), mô hình tác động cố định (Fixed effects) và mô hình tác động
ngẫu nhiên (Random effects)) và dữ liệu bảng động (Mô hình moment tổng quát
GMM - Để tìm ra hệ số điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tối ưu).
ii

Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu của 110 công ty phi tài chính được niêm yết trên
hai sàn chứng khoán HNX và HOSE. Dữ liệu được lấy từ bảng cân đối kế toán, báo
cáo kết quả hoạt động kinh doanh, báo cáo lưu chuyển tiền tệ và vốn hóa thị trường
của các công ty phi tài chính, giai đoạn 2006 – 2012. Những công ty tài chính và có
vốn chủ sở hữu âm bị loại khỏi mẫu.
4. Nội dung nghiên cứu
Bài nghiên cứu gồm có 5 phần. Phần 1 là giới thiệu về nội dung vấn đề nghiên cứu và
lý do chọn đề tài. Phần 2 trình bày tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây, gồm lý
thuyết về quản trị tiền mặt và các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định quản trị tiền mặt.
Phần 3 mô tả phương pháp nghiên cứu bao gồm chọn lọc và xử lý số liệu, cách thức
chạy mô hình hồi quy trên chương trình Eviews. Phần 4 là thảo luận các kết quả
nghiên cứu đạt được, dựa trên nền tảng lý thuyết và những bằng chứng thực nghiệm
trước đây. Và cuối cùng là kết luận, hạn chế và hướng mở rộng.
5. Đóng góp của đề tài
Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng GMM đã tìm ra được hệ số điều
chỉnh, đánh giá mức độ điều chỉnh đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty Việt
Nam. Nhờ đó, họ có thể điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty sao cho cân
bằng giữa lợi ích và chi phí, dựa trên những yếu tố tác động đến quyết định nắm giữ
tiền mặt.
6. Hướng phát triển của đề tài
Bài nghiên cứu có thể lấy thêm nhiều mẫu dữ liệu và có tiêu chí rõ ràng hơn về mẫu.
Đồng thời, trong mô hình có thêm các yếu tố khác ảnh hưởng đến quản trị tiền mặt,
như, nhu cầu vốn luân chuyển, chi tiêu vốn, độ bất ổn của dòng tiền hoạt động,
Ngoài ra, bài nghiên cứu này có thể phát triển thêm bằng cách xem xét tác động của
quản trị tiền mặt lên hiệu quả hoạt động của công ty.
iii

MỤC LỤC
TÓM TẮT ĐỀ TÀI i
MỤC LỤC iii
1. Giới thiệu 1
2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây 4
2.1. Lý thuyết về quản trị tiền mặt 4
2.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị tiền mặt 6
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 11
3.1. Nguồn dữ liệu và định nghĩa các biến 11
3.2. Phương pháp nghiên cứu 13
4. Nội dung và kết quả nghiên cứu 17
4.1. Hồi quy dữ liệu bảng tĩnh 18
4.2. Mô hình dữ liệu bảng động 23
5. Kết luận 25
PHỤ LỤC 27
TÀI LIỆU THAM KHẢO a

1

1. Giới thiệu
Việc nắm giữ một lượng lớn tiền mặt là không hiệu quả, bởi vì nó tạo ra rất ít hoặc
trong nhiều trường hợp nó không tạo ra thu nhập. Tuy nhiên, nếu không có tiền mặt thì
chi phí công ty phải đối mặt lớn hơn rất nhiều khi công ty lâm vào kiệt quệ tài chính
hoặc từ bỏ những cơ hội đầu tư có NPV dương. Vì vậy, để quản trị tiền mặt hợp lý và

mang lại lợi ích cho công ty, trước tiên công ty phải xác định được các yếu tố thực
nghiệm nào tác động đến quản trị tiền mặt và tác động như thế nào?
Almeida và cộng sự (2004) cũng phân tích thực nghiệm về độ nhạy cảm của việc nắm
giữ tiền mặt, nhấn mạnh mối liên hệ giữa thanh khoản và huy động vốn. Ông nói một
công ty với nhiều cơ hội đầu tư ở hiện tại và tương lai, và công ty có những dòng tiền
tạo ra từ tài sản không đủ để đầu tư vào tất cả các dự án có NPV dương, thì nắm giữ
tiền mặt sẽ đảm bảo khả năng đầu tư của công ty. Mặt khác, phụ thuộc vào khả năng
của công ty để gia tăng huy động vốn bên ngoài, nắm giữ tiền mặt có thể tạo điều kiện
thuận lợi cho đầu tư trong tương lai. Ngược lại, Adetifa (2005) nói rằng nắm giữ tiền
mặt quá mức sẽ mắc phải chi phí cơ hội, chẳng hạn như chi phí cơ hội của việc nhận
lãi suất khi đầu tư.
Các nghiên cứu thực nghiệm về các yếu tố quyết định nắm giữ tiền mặt của công ty đã
chiếm vị trí trung tâm trong các tài liệu về tài chính doanh nghiệp. Quản trị tiền mặt,
theo Gill và Shah (2012) được xác định như là tiền mặt trong tay hoặc có sẵn để đầu tư
vào tài sản và góp vốn đầu tư. Do đó, quản trị tiền mặt được xem như tiền hoặc tương
đương tiền mà có thể dễ dàng chuyển đổi thành tiền mặt. Và bài nghiên cứu này, quản
trị tiền mặt sẽ là nắm giữ tiền trong tay hoặc trong ngân hàng, các khoản đầu tư tài
chính ngắn hạn và khoản phải thu ngắn hạn.
Gần đây, Attaullah Shah (2011) đã đưa ra thực nghiệm nghiên cứu ở Pakistan về
những yếu tố tác động đến quản trị tiền mặt. Ông đề nghị rằng những công ty tăng
trưởng, quy mô lớn, chi trả cổ tức và độ bất ổn dòng tiền lớn hơn thì nắm giữ tiền mặt
nhiều hơn so với các công ty khác. Những công ty với kỳ đáo hạn nợ dài hơn và những
công ty với vòng quay tài sản thanh khoản nhanh thì nắm giữ tiền mặt ít hơn. Ở một
thị trường đang phát triển khác như Chi-Lê, Lawrencia và cộng sự (2012) đã trình bày
mối tương quan giữa nắm giữ tiền mặt và đặc tính công ty. Kết quả cho thấy dòng tiền,
2

vốn luân chuyển thuần, đòn bẩy, lợi nhuận và chi tiêu đầu tư tác động đáng kể lên

quản trị tiền mặt của công ty ở Chi-Lê.
Vấn đề quản trị tiền mặt cũng được nghiên cứu khá nhiều các quốc gia phát triển như
Lee và Powell (2010, Úc), Ozkan và Ozkan (2004, Anh), Drobetz và Gruninger
(2007, Thụy Sĩ), Ferreira và Vilela (2004, các nước Châu Âu), Pinkovitz và
Williamson (2001, Nhật), Opler và cộng sự (1999, Mỹ), D’Mello, Krishnaswami và
Larkin (2008, các công ty spin-offs – công ty hoạt động dựa trên kết quả nghiên cứu),
Dittmar và Mahrt-Smith (2007, Mỹ), Faulkender vàWang (2006, Mỹ), Foley, Hartzell,
Titman và Twite (2007, Các tập đoàn đa quốc gia ở Mỹ), …
Bài nghiên cứu này dựa theo hướng của các bài nghiên cứu trước và phần lớn là bài
nghiên cứu của Shah (2011). Lý do em chọn đề tài này là bởi vì:
Năm 2012 vừa qua, nền kinh tế vĩ mô Việt Nam có những tín hiệu đáng mừng, như
lạm phát ở mức 9.21% - thấp nhất trong 3 năm trở lại đây. Tuy nhiên, tình trạng nợ
xấu lại nổi cộm nhất trong năm qua, số doanh nghiệp rời khỏi thị trường lên tới gần
55000 doanh nghiệp. Với 60% là đều do gặp phải vấn đề về luồng tiền mặt trong công
ty. Chính vì vậy, quản lý tốt tiền mặt là chìa khóa dẫn đến sự thành công của doanh
nghiệp.
Theo nhiều nghiên cứu thực nghiệm, mức độ huy động vốn ngắn hạn ở các nước đang
phát triển cao (Theo Both và cộng sự, 2001; Shah và Khan, 2007, 2009), và Việt Nam
cũng không ngoại lệ. Huy động vốn ngắn hạn phải chịu áp lực thanh toán trong thời
gian ngắ ro.
Tóm lại bài nghiên cứu được thực hiện nhằm cung cấp về tình hình quản trị tiền mặt ở
Việt Nam hiện nay và đưa ra các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền mặt và
ảnh hưởng ở mức độ nào, để nhờ đó mà các công ty biết hướng quản trị tiền mặt, tránh
rơi vào kiệt quệ tài chính và phá sản. Để giải quyết vấn đề này, bài nghiên cứu sử dụng
dữ liệu của 110 công ty phi tài chính được niêm yết trên hai sàn chứng khoán Hà Nội
và thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2006 – 2012.
Đầu tiên, giả thuyết đối ứng với kỳ đáo hạn cần được kiểm định ở nước đang phát triển
như nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã tìm ra kết luận: huy động vốn ngắn hạn cao hơn
3

trong số những công ty ở các nước đang phát triển, nhưng những vấn đề thanh khoản
của những công ty này ít được chú ý. Thứ hai, nghiên cứu này tiến hành cả mô hình dữ
liệu bảng tĩnh và động. Nếu những công ty đối mặt với khó khăn trong việc điều chỉnh
tỷ số tiền trên tổng tài sản, thì mô hình bảng động bao hàm các yếu tố động sẽ tính
được hệ số điều chỉnh theo cách tốt nhất. Về mô hình động, bài nghiên cứu sử dụng
những lợi thế của mô hình tổng quát moments (GMM), bởi vì nó có thể giải quyết nội
sinh tiềm năng, phương sai thay đổi, tự tương quan. Mô hình này đã được sử dụng một
vài nghiên cứu gần đây như Mura và cộng sự (2008), Ozkan và Ozkan (2003), Shah
(2011), bởi tính hiệu quả và độ chính xác của nó.
Bố cục bài nghiên cứu được chia thành 5 phần. Phần 1 là giới thiệu về nội dung vấn đề
cần nghiên cứu và lý do chọn đề tài. Phần 2 trình bày tổng quan các kết quả nghiên
cứu trước đây. Phần 3 mô tả phương pháp nghiên cứu bao gồm chọn lọc và xử lý số
liệu, cách thức chạy mô hình hồi quy trên chương trình Eviews. Phần 4 là thảo luận
các kết quả nghiên cứu đạt được, dựa trên nền tảng lý thuyết và những bằng chứng
thực nghiệm trước đây. Và cuối cùng là kết luận.
4

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây
2.1. Lý thuyết về quản trị tiền mặt
Do có sự tồn tại của thị trường không hoàn hảo nên đã gia tăng chi phí huy động vốn
bên ngoài và đây có thể là một hạn chế cho công ty sử dụng vốn bên ngoài. Những
công ty tiến hành tích lũy nhiều tài sản có tính thanh khoản hơn nữa để giải quyết hai
vấn đề sau: thanh khoản ngắn hạn và từ chối các dự án có lợi nhuận. Vì vậy, chi phí
giao dịch và động cơ dự phòng là hai lý do chính để nắm giữ tiền mặt (Kyenes, 1936).
Hơn nữa, chi phí đại diện của việc ban quản trị làm theo ý muốn cá nhân có thể là giải
thích khác cho nắm giữ tiền mặt, như thuyết dòng tiền tự do (Jensen, 1986). Những

nhà quản trị tư lợi sẽ tích lũy tiền mặt để làm giàu cho chính họ tại phí tổn của cổ
đông.
2.1.1. Chi phí giao dịch
Quan điểm chính của động cơ giao dịch là dựa trên chi phí chuyển đổi tài sản thành
tiền mặt (Kyenes, 1936). Những công ty có thể tiến hành thanh khoản theo nhiều cách
khác nhau, như huy động vốn, cắt chi trả cổ tức hoặc đầu tư, hoặc bán những tài sản có
tính thanh khoản. Tuy nhiên, tất cả đều có chi phí. Như vậy, tiền mặt có thể được sử
dụng như một tấm đệm để chống lại khả năng xảy ra những nguồn vốn đắt và từ chối
những dự án có giá trị. Chi phí thanh khoản cao hơn thì nắm giữ tiền mặt nhiều hơn.
Ngoài ra, Kyenes (1936) cũng đưa vào động cơ dự phòng liên quan đến nắm giữ tiền
mặt, những công ty sẽ an toàn khi đối mặt với nhu cầu chi tiêu bất ngờ hoặc không dự
kiến trước mà không cần phải bán tài sản hoặc huy động vốn bên ngoài.
Động cơ chi phí giao dịch rõ ràng là sự đánh đổi giữa chi phí gia tăng tiền mặt và lợi
ích của việc nắm giữ tiền mặt như một tấm đệm. Trong khi công ty trả chi phí gia tăng
tiền mặt thì họ cũng chịu chi phí cơ hội liên quan đến nắm giữ tiền mặt vì tiền mặt là
tài sản thanh khoản nhất. Amihud và Mendelson (1986) đề nghị rằng lợi thế thanh
khoản tồn tại giữa các loại tài sản khác nhau. Lợi ích cơ bản của tài sản có tính thanh
khoản là cho phép công ty tiến hành chính sách đầu tư tối ưu khi nguồn vốn bên ngoài
không có sẵn, chi phí nhiều, hoặc khi công ty có thể mong đợi tránh bán tài sản hoặc
cắt giảm cổ tức (Opler và cộng sự, 1999).
5

2.1.2. Bất cân xứng thông tin
Những nhà đầu tư không có được thông tin về công ty tương tự như ban quản trị của
nó, do đó, họ luôn muốn chắc chắn một điều là mua cổ phần không bị cao giá. Thậm
chí khi nhà quản trị đang hành động vì lợi ích của cổ đông, nhưng người bên ngoài vẫn
có khuynh hướng chiết khấu giá cổ phiểu. Như vậy chi phí cao hơn khi huy động vốn
bên ngoài gây cho ban quản trị không bán cổ phiếu và không đầu tư vào một số dự án

có lợi nhuận. Bất cân xứng thông tin theo Stiglitz vàWeiss (1981), Myers và Majluf
(1984) cho rằng vấn đề dưới giá tương quan hơn khi cổ phiếu nhạy cảm với thông tin,
và bất cân xứng thông tin xảy ra gây gắt. Vì vậy, với lý thuyết này các công ty sẽ tích
lũy tiền mặt nhiều hơn để tránh bị giới hạn trong việc thực hiện những dự án của họ.
Những công ty có cơ hội đầu tư cao và công ty nhỏ là hai loại hình công ty thể hiện
vấn đề bất cân xứng thông tin.
2.1.3. Chi phí đại diện
Nếu ban quản trị tối đa hóa giá trịcủa cổ đông thì họ có thể lựa chọn những dự án rủi
ro hơn, gây bất lợi cho chủ nợ. Điều này sẽ tạo ra sự chuyển đổi giá trị từ trái chủ sang
cổ đông, bởi vì sẽ không chi trả lợi nhuận đạt được từ những dự án rủi ro hơn cho chủ
nợ, còn trái chủ sẽ chịu một phần rủi ro dự án thất bại (Jensen và Meckling, 1976). Vì
vậy, các trái chủ sẽ gia tăng chi phí sử dụng vốn thông qua lãi suất, giá trái phiếu. Sự
dịch chuyển giá trị từ cổ đông sang trái chủ có thể diễn ra trong sự hiện diện của nợ
chưa trả trong cấu trúc vốn của công ty, vì với một khoản nợ chưa trả lớn thì nhà quản
trị có thể lựa chọn những dự án chắc chắn. Do đó, rất có thể công ty từ chối những dự
án NPV dương mà làm tổn thất giá trị của công ty (Myers, 1977; Barnea và cộng sự,
1980).
Những công ty với cơ hội tăng trưởng cao thì sẽ có chi phí đại diện cao, do đó, để chủ
động trong nguồn vốn, họ sẽ có khuynh hướng dự trữ thêm tiền mặt.
Nếu có xung đột giữa ban quản trị và cổ đông, ban quản trị có khuynh hướng dự trữ
càng nhiều tiền mặt nếu có thể để theo đuổi mục tiêu của họ. Tiền mặt có thể được chi
trả cho lợi nhuận, nhưng cũng cho dự án mà nhà đầu tư không sẵn sàng huy động vốn.
Hơn nữa, ban quản trị cũng có thể nắm giữ thêm tiền mặt bởi vì không ưa thích rủi ro.
6

Những nhà quản trị tư lợi sẽ có khuynh hướng nắm giữ nhiều hơn tiền mặt bởi vì họ có
thể tránh quy luật thị trường và giảm khả năng xảy ra mất việc.
Tuy nhiên, những lý thuyết của Fama và Jensen (1983) và bằng chứng thực nghiệm về

sở hữu và vận hành (ví dụ, Morck và cộng sự, 1988; McConnell và Servaes, 1995;
Lafer, 2004; Mura, 2007) thể hiện tác động phi tuyến giữa nắm giữ tiền mặt với gia
tăng sở hữu của ban quản trị.
2.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến quản trị tiền mặt
Với sự hiện diện của thị trường không hoàn hảo thì có một tỷ lệ tối ưu các tài sản
thanh khoản. Quyết định đầu tư vào tài sản ngắn hạn bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố
tại cùng một thời gian. Nhà quản trị lý trí hành động cho lợi ích của cổ đông sẽ đánh
giá lợi ích và chi phí nắm giữ tài sản có tính thanh khoản. Nhà quản trị sẽ tối đa hóa sự
giàu có của cổ đông trong tất cả các trường hợp mà lợi ích của việc đầu tư thêm 1
dollar vào tài sản có tính thanh khoản thì lớn hơn chi phí của dollar đó. Tài liệu về
quản trị tiền mặt doanh nghiệp gợi ý rằng những nguồn chính của lợi ích và chi phí
đầu tư vào tài sản có tính thanh khoản xuất phát từ: (i) bất cân xứng thông tin, (ii) chi
phí giao dịch, (iii) chi phí đại diện. Những đại diện cho các khía cạnh này được thảo
luận như sau.
2.2.1. Tăng trưởng - Growth
Khi thông tin về giá trị thực của những dòng tiền công ty không đối xứng giữa nhà
quản trị và nhà đầu tư, huy động vốn bên ngoài có thể tốn kém, như Myers và Majluf
(1984) phát biểu rằng những công ty đối mặt với bất cân xứng thông tin sẽ thích sử
dụng quỹ nội bộ hơn bên ngoài. Vấn đề bất cân xứng thông tin thường hạn chế với
những công ty đang tăng trưởng. Những công ty đang tăng trưởng nhận thấy huy động
vốn bên ngoài quá tốn kém và từ bỏ những dự án với NPV dương. Để tránh tình huống
này, những công ty đang tăng trưởng sẽ nắm giữ thêm tài sản có tính thanh khoản. Dựa
vào giả thuyết bất cân xứng thông tin, mối tương quan dương được mong đợi giữa
những cơ hội tăng trưởng và đầu tư vào tài sản có tính thanh khoản.
Làm nổi bật chi phí đại diện khi sử dụng nợ có trong những cơ hội tăng trưởng, Myers
(1977) trình bày rằng công ty đang tăng trưởng thích đi theo sau hơn thậm chí những
7

dự án có NPV dương, khi nó đối mặt với rủi ro về nợ trên bảng cân đối kế toán. Mặt
khác, giải pháp nữa là xây dựng thêm nguồn dự trữ những tài sản có tính thanh khoản.
Mối tương quan dương giữa nắm giữ tiền mặt và những cơ hội tăng trưởng cũng được
dự báo bằng cơ sở: chi phí tài chính thì cao hơn cho những công ty với những cơ hội
tăng trưởng hơn. Bởi vì giá trị của những cơ hội tăng trưởng và tài sản vô hình sụt
giảm nhanh khi kiệt quệ tài chính xảy ra (Williamson, 1988; Haris và Raviv (1991);
Shleifer và Vishny (1992)).
Vì tất cả các yếu tố này, họ sẽ kỳ vọng công ty với những cơ hội tăng trưởng hơn thì
đầu tư nhiều hơn vào tài sản có tính thanh khoản cao. Tuy nhiên, Ferreira và Vilela
(2004) thêm vào quan điểm đại diện về quyết định quản trị tiền mặt và phát biểu rằng
những nhà quản trị cổ hữu nắm giữ tiền mặt cao hơn thậm chí khi nhà quản trị không
có những cơ hội đầu tư lợi nhuận. Dự báo này mong đợi mối tương quan âm giữa nắm
giữ tiền mặt và giá trị thị trường, sổ sách của tài sản.
Theo Shah (2011), bài nghiên cứu này cũng sử dụng tốc độ tăng trưởng hằng năm của
tổng tài sản để xác định tốc độ tăng trưởng, ký hiệu là GRT
2.2.2. Kiệt quệ tài chính - Financial distress
Khi công ty đối mặt với kiệt quệ tài chính, nó chịu phải nhiều chi phí phá sản khác
nhau bao gồm chi phí trực tiếp liên quan đến quy trình phá sản cũng như khả năng sụt
giảm trong doanh thu vì khách hàng lo ngại về chất lượng của công ty. Hơn nữa, thêm
áp lực tạo ra làm xấu đi điều kiện huy động vốn tác động bất lợi đến quản trị bước đầu
vì chi tiêu cho nghiên cứu, phát triển và lãnh đạo dường như sẽ bị cắt giảm. Để tránh
bị bắt buộc gánh chịu chi phí, nhà quản trị phải nắm giữ những tài sản có tính thanh
khoản cao hơn như để phòng ngừa. Mặt khác, nó cũng hợp lý khi mong đợi công ty bị
kiệt quệ tài chính có một tỷ lệ nắm giữ tiền mặt bị cắt giảm (Kim và cộng sự, 1998).
Do đó, giả thuyết thay thế là quản trị tiền mặt tương quan nghịch với khả năng xảy ra
kiệt quệ tài chính.
Để đại diện cho khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính, tác giả sử dụng nghịch đảo hệ số Z
Altman (1968), ký hiệu là INVZ. Một số nghiên cứu về quản trị tiền mặt doanh nghiệp
8

sử dụng đại diện này như Mackie-Mason, 1990; Kim và cộng sự, 1998; Drobetz và
Gruninger, 2007.
Tuy nhiên, nếu áp dụng công thức tính hệ số Z của Altman (1968) cho Việt Nam thì
chưa hợp lý. Vì công thức này áp dụng cho các công ty ở Mỹ, vấn đề thực tiễn ở đây là
nền kinh tế Mỹ ổn định hơn Việt Nam, chỉ số GDP thường thấp hơn 2 – 3 lần, tỷ suất
lợi nhuận cũng thấp 30% - 50% (ROE của các công ty Mỹ bình quân vào khoảng 10%
- 15%; trong khi Việt Nam vào khoảng 15% – 30%), giá cổ phiếu của các công ty Mỹ
cũng có sự ổn định hơn Việt Nam và khả năng thanh khoản cao hơn. Ngoài ra độ tin
cậy về tính thanh khoản của nguồn vốn lưu động của các công ty Mỹ cũng tốt hơn. Do
đó, khi áp dụng phương pháp chỉ số Z xếp hạng tín nhiệm cho các công ty Việt Nam,
chúng ta cần điều chỉnh sao cho mô hình hệ số Z phù hợp. Với hồi quy logistic, tác giả
Lê Tất Thành đã xây dựng được mô hình tính hệ số Z cho Việt Nam như sau:
Z-core =
0.33 *
2.2.3. Độ bất ổn dòng tiền - Cash flow volatility
Những công ty với các dòng tiền biến động thì có khả năng cạn tiền mặt vào một thời
điểm nào đó, và có một khoản chi phí ngắn hạn về tiền mặt, ví dụ, chi phí phá sản, chi
phí cơ hội bỏ qua những dự án có lợi nhuận. Minton và Schrand (1999) tranh luận rằng
dòng tiền bất ổn gây ra cho những công ty bỏ qua cơ hội đầu tư đạt lợi nhuận thường
xuyên, những công ty không thể thay đổi thời gian quyết định thi hành đầu tư đến sự
lựa chọn đúng lúc dòng tiền. Nắm giữ tiền mặt hơn nữa sẽ cung cấp tấm chắn khi dòng
tiền từ hoạt động không như mong đợi. Như vậy, nắm giữ tiền mặt tương quan dương
với việc đo lường độ bất ổn dòng tiền. Độ bất ổn dòng tiền ký hiệu là CFV, được tính
bằng giá trị chênh lệch của những dòng tiền thuộc công ty được báo cáo so với dòng
tiền trung bình chia cho dòng tiền trung bình của công ty đó. Theo như bài nghiên cứu
của Kim và cộng sự (1998), dòng tiền được tính bằng lợi nhuận trước thuế, lãi vay và
cổ tức phổ thông cộng với khấu hao.
2.2.4. Quy mô - Size

9

Quy mô của công ty về căn bản có thể thay đổi theo tác động của bất cân xứng thông
tin và khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính. Tài liệu về tài chính doanh nghiệp nói rằng
bất cân xứng thông tin ít ảnh hưởng đến những công ty lớn vì họ có lợi thế kinh tế
trong sản xuất và phổ biến thông tin về chính họ (Pettit và Singer, 1985; Collins và
cộng sự, 1981; Brennan và Hughes, 1991). Do đó, những công ty lớn đối mặt với chi
phí giao dịch thấp hơn khi sử dụng nguồn tài chính bên ngoài. Giả thuyết là quản trị
tiền mặt tương quan âm với quy mô công ty.
Titman và Wessels, 1988; Rajan và Zingales (1995) cũng cho rằng khả năng xảy ra
phá sản thì thấp hơn với những công ty lớn vì họ có thể đa dạng hóa. Theo tranh luận
này, một lần nữa khẳng định, quản trị tiền mặt tương quan âm với quy mô công ty.
Bên cạnh đó, giả thuyết khác về mối tương quan âm giữa quản trị tiền mặt và quy mô
công ty. Ví dụ, Miller và Orr (1966) nói rằng công ty lớn có lợi thế kinh tế về quy mô
để quản trị tiền mặt. Do đó, những công ty lớn sẽ nắm giữ ít tiền mặt. Peterson và
Rajan (2003) nói rằng vay mượn bên ngoài ít tốn chi phí hơn với những công ty lớn vì
chi phí cố định mà họ trả cho việc huy động vốn chỉ chiếm phần trăm nhỏ trong tổng
khoản huy động vốn. Những công ty nhỏ hơn sẽ nắm giữ tiền mặt lớn hơn vì họ đối
mặt với chi phí cao hơn khi huy động vốn bên ngoài.
Trái với những tranh luận này Opler và cộng sự (1999) lại cho rằng những công ty lớn
thì có vị thế tốt hơn để tích trữ tiền mặt vì họ có khả năng đạt được lợi nhuận cao hơn.
Giả thuyết khác là quản trị tiền mặt tương quan dương với quy mô công ty. Ký hiệu
quy mô công ty là SIZE, là logarit tự nhiên của tổng tài sản.
2.2.5. Đòn bẩy tài chính - Leverage
Công ty có thể sử dụng các phương pháp khác nhau để nắm giữ tiền mặt ở một tỷ lệ
cao. Trong số những phương pháp này, một là đòn bẩy. Bất cứ khi nào có thâm hụt
tiền mặt, công ty có thể vay nguồn vốn nếu công ty có khả năng phát hành nợ. Quản trị
tiền mặt tương quan âm với đòn bẩy. Giả thuyết trật tự phân hạng của Myers và Majluf

(1984) cũng đề nghị mối tương quan âm giữa quản trị tiền mặt và đòn bẩy. Điều này
cũng được giải thích bởi Baskin (1987) theo một cách khác. Ông nói chi phí của nguồn
vốn đầu tư vào tài sản có tính thanh khoản gia tăng với mức độ sử dụng đòn bẩy.
10

Tuy nhiên, mối tương quan này phi tuyến. Đòn bẩy làm tăng khả năng xảy ra kiệt quệ
tài chính. Trong trường hợp đó, công ty với mức độ đòn bẩy cao nên nắm giữ mức độ
cao hơn những tài sản có tính thanh khoản.Tiền mặt cũng tối thiểu hóa khả năng xảy ra
vấn đề thiếu đầu tư của Myers (1977) được công bố nhiều hơn nếu có mặt nợ rủi ro.
Do đó, một người nào đó sẽ mong đợi mối tương quan dương giữa đòn bẩy và quản trị
tiền mặt. Bài nghiên cứu ký hiệu là LEV, bằng tỷ số của tổng nợ trên tổng tài sản.
2.2.6. Chuyển đổi - Convertibility
Tài sản mà có sẵn giá trị thị trường hoặc dễ dàng chuyển đổi thành tiền mặt có thể
được sử dụng như một phương pháp quản trị tiền mặt. Ozkan và Ozkan (2004) tranh
luận rằng chi phí chuyển đổi tài sản hiện hành khác tiền mặt thành tiền mặt có khả
năng thấp hơn nhiều so với những tài sản khác. Do đó, công ty với tỷ số khoản phải
thu và hàng tồn kho cao hơn được mong đợi nắm giữ tiền mặt ít hơn. Ký hiệu CNVT
đại diện cho khả năng chuyển đổi, là tỷ số của tài sản hiện hành khác tiền mặt chia cho
tổng tài sản trừ cho những tài sản hiện hành khác tiền mặt.
2.2.7. Tỷ lệ chi trả cổ tức – Dividend payments
Những công ty mà chi trả cổ tức có thể có thêm một phương pháp quản trị tiền mặt
bằng cách hoãn chi trả cổ tức khi thâm hụt tiền mặt xảy ra. Giả thuyết đề ra là những
công ty chi trả cổ tức sẽ nắm giữ tiền mặt lớn hơn. Để biểu hiện chi trả cổ tức, bài
nghiên cứu sử dụng DIV, là tỷ số cổ tức của một cổ phiếu chia cho giá trị thật của cổ
phiếu.
2.2.8. Lợi nhuận - Profitability
Công ty có lợi nhuận sẽ đạt dòng tiền lớn từ hoạt động kinh doanh. Dòng tiền lớn cắt
giảm nhu cầu tích trữ tiền mặt hàm ý rằng lợi nhuận có thể là một phương pháp quản

trị tiền mặt (Kim và cộng sự, 1998). Một giả thuyết khác là những công ty lợi nhuận có
khuynh hướng ít huy động vốn (Opler và cộng sự, 1999; Ferreira và Vilela, 2004). Đo
lường về lợi nhuận là tỷ số của doanh thu trước lãi vay và thuế (EBIT) chia cho doanh
thu thuần. Ký hiệu là CF.
2.2.9. Kỳ đáo hạn nợ - Debt maturity
11

Căn cứ vào giả thuyết đối ứng với kỳ đáo hạn, những công ty huy động vốn với nợ
ngắn hạn nhiều hơn được mong đợi nắm nhiều hơn tài sản có tính thanh khoản. Stohs
và Mauer (1996) đề nghị sự lệch kỳ hạn giữa tài sản và đáo hạn nợ sẽ khiến công ty
đối mặt với rủi ro thanh toán. Bên cạnh điều này, mối tương quan dương được mong
đợi giữa huy động vốn ngắn hạn và tài sản có tính thanh khoản bởi vì huy động vốn
ngắn hạn gia tăng rủi ro kiệt quệ tài chính nếu bị hạn chế gia hạn nợ ngắn hạn. Ký hiệu
của tác động này trong bài nghiên cứu là DEMA, được tính bằng nợ dài hạn chia cho
tổng nợ.
2.2.10. Vòng quay tiền mặt – Cash cycle
Vòng quay tiền mặt ngắn làm tăng khả năng công ty bổ sung nhanh chóng cân đối tiền
mặt. Công ty với vòng quay tiền mặt ngắn sẽ không phải thiếu tiền mặt cho dài hạn.
Do đó, mối tương quan âm được mong đợi giữa vòng quay tiền mặt và nắm giữ tiền
mặt. Để tính vòng quay tiền mặt (CYC), bài nghiên cứu cần dữ liệu về khoản phải thu,
hàng tồn kho và khoản phải trả trong tất cả các năm 2006 đến 2012. Theo tác giả Shah
(2011), công thức vòng quay tiền mặt trong bài nghiên cứu như sau:
CCYCLE =
[Bảng: Tóm tắt tác động lý thuyết của các yếu tố đến quản trị tiền mặt]

Nguồn: Tổng hợp từ các lập luận trên.
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.1. Nguồn dữ liệu và định nghĩa các biến

năm t
/ Tổng tài sản
năm t-1
)
2
PB
Tỷ số Price/Book value
Giá trị thị trường của mỗi cổ phiếu / Giá trị sổ
sách của mỗi cổ phiếu
3
CFV
Độ bất ổn của dòng tiền
(Dòng tiền mỗi năm / Dòng tiền trung bình của
công ty đó) - 1 (Dựa theo Opler et al (1999), bài
nghiên cứu này tính dòng tiền bằng lợi nhuận
trước thuế, lãi vay và cổ tức ưu đãi cộng với khấu
hao.)
4
SIZE
Quy mô công ty
Ln (Tổng tài sản)
5
LEV
Tỷ lệ đòn bẩy
Tổng nợ / Tổng tài sản
6
DIV
Tỷ lệ chi trả cổ tức
Cổ tức được chi trả / Tổng vốn chủ sở hữu
(Theo bài nghiên cứu của Shah (2011))

7
IVZ
Khả năng xảy ra kiệt
quệ tài chính
1/ Hệ số Z của Altman (1968) được tínhtheo công
thức ở Việt Nam đã được giới thiệu ở phần “Các
yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn”
8
CF
Lợi nhuận của công ty
(Lợi nhuận ròng + Khấu hao) / Tổng tài sản
9
DEMA
Tỷ lệ nợ dài hạn
Nợ dài hạn / Tổng nợ
13

10
CVNT
Khả năng thanh khoản
của tài sản
(Tài sản ngắn hạn - Tiền mặt) / (Tổng tài sản –
(Tài sản ngắn hạn - Tiền mặt))
11
CYC
Vòng quay tiền
(Khoản phải thu)/(Doanh thu thuần)+ (Hàng tồn
kho)/(Giá vốn hàng bán)

12
ROA
Tỷ suất sinh lợi tài sản
Lợi nhuận ròng / Tổng tài sản
Nguồn: Tổng hợp từ các bài nghiên cứu.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Dựa trên bài nghiên cứu của Shah (2011), bài nghiên cứu này cũng thực hiện hồi quy
mô hình dữ liệu bảng tĩnh và mô hình dữ liệu bảng động để kiểm nghiệm mức độ ảnh
hưởng của các biến phụ thuộc lên biến độc lập ở Việt Nam.
3.2.1. Mô hình dữ liệu bảng tĩnh
, bài nghiên cứ
ệ nắm giữ ặt vớ
mức độ tin cậy lớn hơn dữ liệu chéo và dữ liệu thời gian. Vì dữ liệu bả
ự khác nhau không quan sát được giữa các công ty (Phong cách quản lý),
và kiểm soát các biến không quan sát được nhưng thay đổi theo thời gian (Các hiện
tượng vĩ mô). Hơn nữa, dữ liệu bảng cung cấp nhiều thông tin hơn, biến thiên hơn, ít
có sự đa cộng tuyến giữa các biến số và hiệu quả hơn. Với mô hình dữ liệu bảng tĩnh,
bài nghiên cứ ộng cố
đị ộ ững ràng buộ
ủa mỗ :
CASH
it
= α + β
i1
* GRT + β
i2
* PB + β
i3
* CFV + β
i4

* SIZE + β
i5
* LEV + β
i6
*
DIV + β
i7
* CF + β
i8
* IVZ + β
i9
* DEMA + β
i10
* CNVT + β
i11
* CYC + β
i12
* ROA
+ η
i
+ η
t
+ ε
it
(1)
it
ữ . Tính đặc trưng khác nhau
củ η
i
, biến giả

14

ộng cố đị
η
t
. ε
it
.
Mô hình pool là mô hình hồi quy dữ liệu bảng đơn giản nhất, nghĩa là không kể đến
các kích thước không gian và thời gian của dữ liệu bảng và chỉ ước lượng hồi quy bình
phương nhỏ nhất (OLS). Với giả thuyết: Tất cả những đơn vị chéo có cùng điều kiện
và rủi ro tương tự nhau, ưa thích lợi nhuận. Nghĩa là, các hệ số độ dốc của 11 biến đều
giống hệt nhau đối với cả 110 công ty và giá trị tung độ gốc của 110 công ty giống
nhau. Đây là những giả định rất hạn chế. Vì thế, hồi quy kết hợp (pool) có thể làm biến
dạng mối quan hệ thực chất giữa biến độc lập và biến giải thích.
Mô hình Fixed effects (FE) là mô hình khắc phục được các ràng buộc hạn chế của mô
hình pool. Mô hình FE có thể kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt
(không đổi theo thời gian) này ra khỏi các biến giải thích để chúng ta có thể ước lượng
những ảnh hưởng thực của biến giải thích lên biến phụ thuộc. Tuy nhiên, mô hình FE
này lại thực hiện theo giả thuyết là có sự tương quan giữa phần dư của mỗi thực thể
(có chứa các đặc điểm riêng) với các biến giải thích. Để khắc phục giả thuyết này, mô
hình GMM được sử dụng ở mô hình dữ liệu động. Mô hình FE còn có những hạn chế
khác như có quá nhiều biến được tạo ra trong mô hình, do đó, có khả năng làm giảm
bậc tự do và làm tăng khả năng sự đa cộng tuyến của mô hình. Ngoài ra, FE không đo
lường được tác nhân không đổi theo thời gian.
Mô hình Random effects (RE) với giả định, đặc điểm riêng giữa các thực thể được cho
là ngẫu nhiên và không tương quan đến các biến giải thích. Mô hình RE xem các phần
dư của mỗi thực thể là một biến giải thích mới và được thay thế mô hình FE là do nó

tiết kiệm được bậc tự do. Tuy nhiên, mô hình RE có hạn chế là mắc phải tính không
đồng nhất của các hệ số tương quan từ các tác động riêng rẽ và ngẫu nhiên. Vì vậy,
Hausman Test được sử dụng để kiểm định lựa chọn giữa hai mô hình FE và RE.
3.2.2. Mô hình dữ liệu bảng động
15

Dưới giả định, những công ty có thể nhanh chóng điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt
mục tiêu hoặc tối ưu mà không phải chịu chi phí điều chỉnh, mô hình dữ liệu bảng tĩnh
có thể tiến hành cho phân tích này. Tuy nhiên, nếu công ty không thể chuyển đổi ngay
tỷ lệ nắm giữ tiền mặt mong muốn và tránh bị nội sinh, thì mô hình động nên được sử
dụng. Dưới giả thuyết trên, mô hình điều chỉnh từng phần có thể được ước lượng như
sau:
CASH
it
= α * CASH
i,t-1
+ β
k
* (GRT + PB + CFV + SIZE + LEV + DIV + CF +
IVZ + DEMA + CNVT) + λ
i
+ λ
t
+ e
it
(2)
CASH
it

là tỷ số tiền mặt trên tổng tài sản của công ty i trong thời gian t. GRT, PB,
CFV, SIZE, LEV, DIV, CF, IVZ, DEMA và CNVT là những biến giải thích khác
nhau. β
k
là hệ số tương quan của các biến độc lập tác động lên biến giải thích, được cố
định theo thời gian và theo các công ty. Mỗi sự khác nhau không quan sát được giữa
các công ty được biểu hiện qua biến giả λ
i
, cố định theo thời gian nhưng biến đổi theo
công ty. Sự hiện diện của những tác động cố định được mong đợi là phong cách quản
trị và ưa thích rủi ro luôn luôn không giống nhau giữa các công ty. Tác động cố định
tạo ra hiệu quả từ sự hiện diện của một số hiện tượng của nền kinh tế vĩ mô trong một
giai đoạn thời gian được thể hiện bởi biến giả λ
t
được cố định theo đơn vị chéo nhưng
biến đổi theo thời gian. e
it
là sai số.
Tuy nhiên, Bond (2002) tranh luận rằng những tác động riêng rẽ (λ
i
) là ngẫu nhiên và
do đó chúng luôn luôn tương quan với biến CASH
i,t-1
. Hồi quy bình phương bé nhất
không ước lượng α và β
k
phù hợp. Kết quả của OLS bị sai lệch về giá trị α bởi vì hệ số
tương quan giữa biến phụ thuộc có độ trễ và sai số được bao gồm trong (λ
i
+ ε

it
). Cách
hiệu quả để gỡ bỏ những tác động đặc trưng công ty là ước lượng mô hình điều chỉnh
từng phần bằng cách lấy sai phân bậc một của đẳng thức (2) trong công thức sau:
∆CASH
it
= α∆CASH
i,t-1
+ β
k
* (∆GRT + ∆PB + ∆CFV + ∆SIZE + ∆LEV + ∆DIV +
∆CF + ∆IVZ + ∆DEMA + ∆CNVT) + ∆ λ
t
+ ∆ e
it
(3)
Tuy nhiên, mô hình này không hiệu quả bởi vì sai số khác nhau ∆e
it
bị tương quan với
CASH
i,t-1
và e
i,t-1
. Để giải quyết vấn đề này, Arrelano và Bond (1991) đề nghị phương
pháp GMM, sử dụng những công cụ liên quan với biến phụ thuộc có độ trễ nhưng
16

không có sai số. GMM sử dụng tất cả thời gian mà có sẵn trong điều kiện trực giao

giữa CASH
i,t-1
và sai số.
GMM được đề nghị bởi Arrelano và Bond (1991) được biết như là GMM sai phân .
Blundell và Bond (2000) đề nghị ước lượng GMM sai phân bị sai lệch dưới nếu dữ
liệu từ sai lệch mẫu hữu hạn. Sai lệch mẫu hữu hạn dễ thấy hơn trong trường hợp
chuỗi dữ liệu ổn định cao. Một sự thay thế GMM sai phân là GMM hệ thống được
phát triển bởi Arellano và Bover (1995) và Blundell và Bond (1998). GMM hệ thống
có sai lệch mẫu hữu hạn nhỏ đáng kể và ước lượng tham số của mô hình điều chỉnh
từng phần với độ chính xác cao thậm chí trong trường hợp chuỗi ổn định. Trong những
kiểm định riêng rẽ, nhiều biến giải thích được tìm thấy là ổn định cao. Điều này giải
thích tại sao những kết quả của tác giả là từ GMM hệ thống.

17

4. Nội dung và kết quả nghiên cứu
[Bảng 1: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến]
Bảng 1 trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến giai đoạn 2006 – 2012 cho
110 công ty phi tài chính đang được niêm yết trên hai sàn chứng khoán HNX và
HOSE:
Tốc độ tăng trưởng (GRT) có mối quan hệ dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH),
nghĩa là công ty tăng trưởng nhanh thì sẽ có nhiều cơ hội đầu tư, để tránh chi phí giao
dịch và từ bỏ những cơ hội đầu tư có NPV dương thì nắm giữ tiền mặt sẽ nhiều hơn.
PB cũng tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt, nhưng Quy mô công ty (SIZE)
và Nợ dài hạn (DEMA) thì ngược lại, nghĩa là việc nắm giữ tiền mặt nhiều khi công ty
có giá trị thị trường càng lớn hơn giá trị sổ sách, nhưng việc chi trả cổ tức và vay nợ
dài hạn ít hơn.
Độ bất ổn dòng tiền (CFV) tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt, bởi vì khi

công ty đối mặt với dòng tiền âm rất lớn, nguy cơ phá sản cao, nếu nắm giữ tiền mặt
lớn thì sẽ hạn chế được khả năng kiệt quệ tài chính.
Đòn bẩy tài chính (LEV) tương quan âm, trong khi khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính
(IVZ), lợi nhuận (CF) và khả năng thanh khoản tài sản (CNVT) lại có mối quan hệ tỷ
lệ thuận với CASH, nghĩa là công ty vay nợ càng ít, khả năng kiệt quệ tài chính cao,
lợi nhuận lớn, và nắm giữ những tài sản thanh khoản nhanh thì nắm giữ tiền mặt càng
nhiều.
Nhìn chung các hệ số tương quan giữa các biến khá nhỏ, bé hơn 0.8, vì vậy khả năng
xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình là thấp.
[Bảng 2: Thống kê mô tả]
Bảng 2 tóm tắt các kết quả thống kê mô tả của 110 công ty phi tài cính được niêm yết
trên hai sàn chứng khoán HNX và HOSE giai đoạn 2006 – 2012.
Như kết quả trình bày ở bảng 2, tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình (CASH) cho 110
công ty giai đoạn 2006 – 2012, ở Việt Nam đạt 36.14%, kết quả này khác xa với
Attaullah Shah (2011) - 8.26% ở Pakistanvà những bài nghiên cứu trước Ozkan và
18

Ozkan (2004), Kim và cộng sự (1998) lần lượt báo cáo ở Anh và ở Mỹ là 9.9% và
8.1%. Theo như nghiên cứu của Booth và cộng sự (1999) thì tỷ lệ huy động vốn ngắn
hạn chia cho tổng nợ thì cao hơn ở các nước đang phát triển, đồng thời với giả thuyết
đối ứng với kỳ đáo hạn thì tỷ số tài sản thanh khoản trên tổng tài sản cũng cao ở các
nước đang phát triển, vì vậy thị trường kinh tế Việt Nam đang phát triển và còn nhiều
bất cập trong nhận thức về tiền mặt, quản trị rủi ro tài chính nên CASH trung bình cao
là hợp lý.
4.1. Hồi quy dữ liệu bảng tĩnh
[Bảng 3: Kiểm định Wald - Tự tương quan bậc 1]
Để kiểm định tự tương quan trong mô hình, em tiến hành hồi quy OLS để lấy phần dư
của mô hình dữ liệu bảng tĩnh, tiếp theo là thực hiện hồi quy OLS biến phần dư với

biến phần dư có độ trễ bằng 1. Cuối cùng là kiểm định Wald và kết quả trong bảng.
Với giả thuyết H
o
: mô hình không bị tự tương quan
Kết quả kiểm định cho thấy, p > 0,05, như vậy giả thuyết H
0
được chấp nhận và kết
luận rằng, mô hình không có tự tương quan.
[Bảng 4: Kết quả hồi quy của mô hình Pool về tác động của biến giải thích lên
biến phụ thuộc]
Do mô hình pool áp dụng những tiêu chuẩn thông thường nên hầu như các hệ số đều
có ý nghĩa thống kê. Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, em tiến hành kiểm định F.
Giả thuyết H
0
: Các biến độc lập hoàn toàn không giải thích được cho biến phụ thuộc,
R
2
= 0

Nguồn: Eview 6.0
19

Với kết quả, p-value < 0.05, bác bỏ giả thuyết H
0
, như vậy, mô hình pool phù hợp để
giải thích tác động các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Tuy nhiên, với mô hình này,
các biến độc lập giải thích được 25.58% cho biến phụ thuộc.
[Bảng 5: Kết quả hồi quy của mô hình Fixed effects và Random effects về tác

động của biến giải thích lên biến phụ thuộc]
Mô hình Fixed effects (FE) được sử dụng để chạy dữ liệu bảng, tuy nhiên, sẽ có nhiều
bậc tự do bị mất khi xây dựng mô hình. Trong khi đó, mô hình random effects (RE) có
thể mắc phải tính không đồng nhất của các hệ số tương quan từ các tác động riêng rẽ
và ngẫu nhiên (Greene, 2006). Và lý thuyết kiểm định để lựa chọn giữa 2 mô hình đã
được phát triển bởi Hausman (1978).
Biến giải thích đầu tiên - Tốc độ tăng trưởng tài sản (GRT), có ý nghĩa thống kê trong
tất cả các mô hình dữ liệu bảng tĩnh, với mức ý nghĩa 1% trong cả hai mô hình RE,
pool và 5% trong mô hình FE. Biến GRT có mối tương quan dương sấp xỉ 4.14% lên
tỷ lệ nắm giữ tiền mặt (CASH). Như những nghiên cứu trước đây, ví dụ như, Shah
(2011), Kim và cộng sự (1998), Opler và cộng sự (1999), Ferreira và Vilela (2004), và
Ozkan và Ozkan (2004). Kết quả này hỗ trợ cho lý tuyết chi phí tài chính khi huy động
vốn bên ngoài. Vì những công ty tăng trưởng có rất nhiều cơ hội đầu tư, do đó, việc dự
trữ tiền mặt để thực hiện những dự án có NPV dương và tránh chi phí tài chính sẽ giúp
công ty giảm chi phí đầu tư và gia tăng lợi nhuận.
Tuy nhiên, biến PB lại không có ý nghĩa ý nghĩa thống kê ở cả ba mô hình dữ liệu
bảng tĩnh. Kết quả này có thể do tác động của thị trường chứng khoán, làm giá cổ
phiếu biến động thất thường. Mẫu dữ liệu từ năm 2006 đến năm 2012, theo diễn biến
thị trường, năm 2006, 2007 là những năm bùng nổ của thị trường chứng khoán Việt
Nam, nên có thể giá cổ phiếu được xác định là cao giá hơn rất nhiều so với giá trị sổ
sách, vì thị trường đang chạy theo phong trào. Đến năm 2008, do ảnh hưởng của suy
thoái kinh tế toàn cầu, thị trường chứng khoán Việt Nam sụt giảm mạnh và đến năm
2009 có khởi sắc nhưng vẫn chậm chạp đến năm 2012. Với tình hình biến động như
vậy thì dữ liệu không phản ánh đúng và không có ý nghĩa trong mô hình.
20

Hệ số của CFV không có ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình pool, FE và RE, như
vậy, những công ty với độ bất ổn dòng tiền lớn không giải thích cho việc quyết định

gia tăng tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Shah (2011),
Ozkan và Ozkan (2004). Điều này có thể được giải thích bởi quy trình tòa án xử lý phá
sản ở Việt Nam. Trong thực tiễn, các Chấp hành viên - Tổ trưởng Tổ quản lý thanh lý
tài sản chưa nhận thức đầy đủ quyền hạn của mình theo quy định của pháp luật phá sản
nên không tích cực và chủ động thực hiện các nhiệm vụ như: Lập danh sách chủ nợ,
danh sách người mắc nợ, lập bảng kê khai tài sản, kiểm tra và giám sát hoạt động kinh
doanh của các doanh nghiệp trong quá trình tiến hành thủ tục phá sản cũng như thi
thành các quyết định khác của Thẩm phán, dẫn đến việc giải quyết phá sản không hiệu
quả và kéo dài. Do đó, các chủ nợ rất hạn chế nhờ sự giải quyết của tòa án khi công ty
vay nợ mất khả năng thanh khoản bất ngờ do dòng tiền hoạt động không đáp ứng như
mong đợi. Lý do này có thể giải thích cho biến khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính
(IVZ), hệ số của IVZ gần như bằng 0 trong cả ba mô hình và không có ý nghĩa thống
kê.
Trong mô hình pool, biến quy mô (SIZE) có mối quan hệ dương ý nghĩa 1% với tỷ lệ
nắm giữ tiền mặt, nhưng không đáng kể, chỉ với 0.53%. Kết quả này ngược với dự báo
mang tính lý thuyết ban đầu về giả thuyết bất cân xứng thông tin, lợi thế kinh tế nhờ
quy mô trong việc quản lý tài sản thanh khoản và chi phí giao dịch. Điều này tương tự
với kết quả của Shah (2011) và xác định lại tranh luận của Opler và cộng sự (1999),
ông nói những công ty lớn có lợi thế hơn trong nắm giữ tiền mặt vì họ đạt được nhiều
lợi nhuận. Ở nền kinh tế Việt Nam chủ yếu là các công ty có quy mô vừa và nhỏ, lại
được sự hỗ trợ của nhà nước nên sự sai biệt giữa hai loại công ty không lớn.
Đòn bẩy tài chính (LEV) không có ý nghĩa thống kê trong mô hình FE. Tuy nhiên,
trong mô hình RE, pool biến CF lại tương quan âm hơn 10% với CASH lần lượt ở
mức ý nghĩa 5%, 1%. Kết quả này ngược với lý thuyết càng vay nợ nhiều càng đối mặt
với chi phí kiệt quệ tài chính, do đó, tỷ lệ đòn bẩy tăng thì dự trữ tiền mặt càng nhiều.
Tuy nhiên, có thể giải thích theo hai lý do sau cho quan sát này. Đầu tiên, có khả năng
kết quả bị ảnh hưởng bởi mẫu dữ liệu có nhiều công ty có khả năng kiệt quệ tài chính,
nghĩa là những công ty này có đòn bẩy cao nhưng tỷ lệ tiền mặt thấp. Theo như nghiên
21

cứu của Shah (2011), để kiểm định lý do này, em tiếp tục lọc dữ liệu và chạy lại hồi
quy với tỷ lệ đòn bẩy thấp hơn hoặc bằng 50%, mức tỷ lệ này là đòn bẩy trung bình
của tất cả các công ty trong tất cả các năm. Số quan sát trong mẫu đầy đủ bị cắt giảm
từ 770 xuống còn 362 trong hồi quy này. Tuy nhiên, kết quả của hệ số đòn bẩy vẫn âm
ở mô hình RE (hệ số = -0.1945, với p = 0.0577) và không có ý nghĩa ở mô hình FE.
Giải thích thứ hai là từ thủ tục hành chính giải quyết phá sản kém hiệu quả, tốn thời
gian của Việt Nam và được sự hỗ trợ từ nhà nước. Tỷ lệ đòn bẩy cao gia tăng khả năng
xảy ra kiệt quệ tài chính và phá sản. Vì vậy, những công ty có tỷ lệ đòn bẩy cao hơn sẽ
thích nắm giữ tài sản có tính thanh khoản hơn để tránh rơi vào kiệt quệ tài chính hoặc
phá sản. Tuy nhiên, những công ty sẽ không làm như vậy, vì họ biết xác suất các chủ
nợ đòi nợ thấp khi họ trả nợ không đúng hạn. Kết quả này có thể phần nào phản ánh,
tính hiệu quả thủ tục hành chính là một yếu tố quan trọng quyết định đến việc nắm giữ
tiền mặt nhiều hay ít.
Bài nghiên cứu này tìm thấy không có mối tương quan giữa việc chi trả cổ tức (DIV)
và nắm giữ tiền mặt (CASH) trong hai mô hình FE và RE. Điều này hoàn toàn khác
với kết quả nghiên cứu của Shah (2011), ông tìm thấy tương quan dương giữa DIV và
CASH.
Tương tự, lợi nhuận (CF) không có ý nghĩa thống kê trong hai mô hình FE và RE,
nhưng lại có tương quan dương 5.82% với CASH ở mức ý nghĩa 1%. Những công ty
có nhiều lợi nhuận càng tích lũy nhiều tiền mặt.
Biến khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính (IVZ) không có ý nghĩa thống kê trong các mô
hình, thậm chí nếu có ý nghĩa thì mối quan tương quan giữa IVZ và CASH gần như
0%. Điều này có thể được giải thích bởi thủ tục hành chính kém hiệu quả.
Hệ số của biến DEMA thì âm và có ý nghĩa thống kê ở tất cả các mô hình hồi quy tĩnh,
lần lượt tương quan 13.43 %, 27.65% và 37.16% với CASH ở mô hình FE, RE và
pool. Trong tất cả các biến tác động lên CASH thì biến DEMA có mức tương quan lớn
nhất. Kết quả này phù hợp với giả thuyết đối ứng với kỳ đáo hạn, hạn chế khả năng
xảy ra kiệt quệ tài chính và những công ty có thể tạo ra và có uy tín trên thị trường,

dẫn đến khả năng tiếp cận nguồn vốn dễ dàng.

Quản trị tiền mặt tại các công ty niêm yết trên sàn HNX và HOSE giai đoạn 2006 - 2012

Tài liệu liên quan

Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về