Luận văn tiến hành nghiên cứu mối tương quan của dòng tiền và rủi ro hệ thống tác động đến chính sách nắm giữ tiền tối ưu của một doanh nghiệp thông qua việc kiểm định mối quan hệ giữa tỷ lệ tiền nắm giữ và TSSL vốn cổ phần kỳ vọng của các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Luận văn nghiên cứu mối tương quan giữa dòng tiền và rủi ro hệ thống, ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền tối ưu của doanh nghiệp Nghiên cứu kiểm định mối quan hệ giữa tỷ lệ tiền nắm giữ và TSSL vốn cổ phần kỳ vọng của các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nhằm trả lời hai câu hỏi chính.
Có mối tương quan dương giữa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng và tiền nắm giữ của các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam Doanh nghiệp có rủi ro cao hơn thường có mối liên hệ chặt chẽ giữa dòng tiền và rủi ro hệ thống, dẫn đến tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng tăng lên và khuyến khích tiết kiệm hiện tại nhằm phòng ngừa rủi ro.
Mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi kỳ vọng từ vốn cổ phần và tiền nắm giữ của doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi khả năng sinh lợi của các cơ hội đầu tư trong tương lai Phần tiếp theo sẽ mô tả cụ thể phạm vi và phương pháp nghiên cứu để trả lời các câu hỏi nghiên cứu trên.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn này tập trung vào việc thu thập và xử lý dữ liệu bảng (panel data) từ các doanh nghiệp, thực hiện các thống kê mô tả và kiểm tra mối tương quan giữa các biến.
Phương pháp hồi quy định lượng được sử dụng, chia thành 2 phần nghiên cứu:
Trong phần 1, bài viết trình bày ba phương pháp hồi quy dữ liệu bảng: bình phương bé nhất dữ liệu gộp chung (Pooled OLS), hiệu ứng cố định (fixed effects) và hiệu ứng ngẫu nhiên (random effects) Nghiên cứu được thực hiện trên dữ liệu của 303 công ty trong khoảng thời gian 5 năm từ 2010.
2014 Phần 1 nghiên cứu mối tương quan giữa chính sách nắm giữ tiền và TSSL vốn cổ phần kỳ vọng
Phần 2 của nghiên cứu chia mẫu dữ liệu thành các danh mục nhỏ dựa trên ba tiêu chí chính: ROE, quy mô tài sản và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá thị trường Những tiêu chí này phản ánh lợi nhuận tiềm năng của các cơ hội đầu tư trong tương lai Hồi quy dữ liệu được thực hiện cho các mẫu phụ như đã trình bày ở Phần 1 Mục tiêu của phương pháp nghiên cứu trong phần này là để xác định cách mà lợi nhuận từ các cơ hội đầu tư tương lai ảnh hưởng đến mối tương quan giữa chính sách nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng.
Luận văn cũng tiến hành các kiểm định để lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp.
Kết cấu luận văn
Nội dung chính của luận văn bao gồm 5 chương:
Chương II: Tổng quan tài liệu nghiên cứu trước đây
Chương III: Phương pháp nghiên cứu
Chương IV: Nội dung và kết quả nghiên cứu
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 5
Lý thuyết về các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp
2.1.1 Động cơ của việc nắm giữ tiền
Theo Keynes (1936) , có ba động cơ chính trong việc nắm giữ tiền:
Tiền là phương tiện trao đổi có tính thanh khoản cao nhất, vì vậy doanh nghiệp cần có tiền để thực hiện các giao dịch hàng ngày Theo Keynes, động cơ giữ tiền cho giao dịch chủ yếu phụ thuộc vào mức giao dịch của người dân và doanh nghiệp.
Động cơ phòng ngừa là nhu cầu dự trữ tiền không chỉ để thực hiện các giao dịch hàng ngày mà còn để đáp ứng các chi tiêu bất ngờ trong tương lai Số tiền dự phòng cần giữ phụ thuộc vào mức độ các giao dịch dự kiến và khả năng biến động của chúng.
Động cơ đầu cơ theo Keynes cho rằng tiền tệ là phương tiện cất giữ của cải, với cầu tiền từ động cơ này tỷ lệ thuận với thu nhập Ông cũng nhấn mạnh rằng lãi suất có ảnh hưởng lớn đến quyết định về việc nắm giữ tiền Khi lãi suất cao, mọi người có xu hướng giữ của cải thay vì tiền mặt, ngược lại, khi lãi suất thấp, họ sẽ ưu tiên nắm giữ tiền mặt hơn các loại của cải khác.
Trong luận văn này, chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp được phân tích qua động cơ phòng ngừa, nhằm giảm thiểu rủi ro từ dòng tiền trong tương lai Động lực tiết kiệm phòng ngừa này làm sáng tỏ mối liên hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần.
2.1.2 Mô hình chi phí giao dịch
Mô hình chi phí giao dịch được xây dựng nhằm tối ưu hóa nhu cầu nắm giữ tiền dựa trên chi phí giao dịch, như đã được nghiên cứu bởi Keynes (1936), Baumol (1952) và Miller cùng Orr (1966).
Theo học thuyết Keynes (1936), động lực từ các giao dịch khiến doanh nghiệp tăng cường nắm giữ tiền xuất phát từ chi phí chuyển đổi các chỉ tiêu thay thế tiền Mô hình này cho rằng chi phí biên của việc nắm giữ tài sản thanh khoản là một định phí, và việc nắm giữ nhiều tài sản thanh khoản sẽ giảm chi phí biên do thiếu hụt thanh khoản, từ đó xác định mức tài sản thanh khoản tối ưu mà doanh nghiệp nên nắm giữ.
Nghiên cứu của Opler, Pinkowitz, Stulz và Williamson (1999) chỉ ra rằng việc nắm giữ tài sản thanh khoản giúp doanh nghiệp tránh các chi phí phát sinh từ việc thiếu hụt khả năng thanh khoản Khi doanh nghiệp nắm giữ ít tài sản thanh khoản, chi phí biên liên quan đến tình trạng này sẽ gia tăng Ngược lại, chi phí biên của việc giữ tài sản thanh khoản là hằng số, cho thấy rằng việc nắm giữ nhiều tài sản thanh khoản mang lại lợi ích lớn cho doanh nghiệp.
Hình 2.1: Mức tài sản thanh khoản nắm giữ tối ưu (Nguồn: Opler, Pinkowitz,
Mức tài sản thanh khoản tối ưu được xác định tại điểm giao nhau giữa chi phí biên của việc thiếu hụt tài sản thanh khoản và chi phí biên của việc nắm giữ tài sản thanh khoản Trong khi chi phí biên của việc nắm giữ tài sản thanh khoản là không đổi, chi phí biên của việc thiếu hụt tài sản thanh khoản sẽ giảm khi lượng tài sản thanh khoản tăng lên.
Mô hình chi phí giao dịch chỉ ra rằng việc nắm giữ tài sản thanh khoản, bao gồm tiền và các tài sản có thể chuyển đổi nhanh chóng thành tiền, phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác nhau.
Chi phí giao dịch khi tìm kiếm nguồn tài trợ bên ngoài thường thấp hơn khi công ty đã tiếp cận thị trường tài chính, giúp giảm nhu cầu về tài sản thanh khoản Ngoài ra, việc có sẵn hạn mức tín dụng có thể tạo điều kiện thuận lợi cho việc tài trợ, tuy nhiên, công ty cũng có thể gặp phải rủi ro bị từ chối nếu các nguồn vốn bên ngoài có giá trị cao nhất.
Chi phí biên của việc thiếu hụt tài sản thanh khoản
Chi phí biên của việc nắm giữ tài sản thanh khoản
Mức tài sản thanh khoản nắm giữ tối ưu
Tài sản thanh khoản Chi phí biên
8 trong công ty (tức sử dụng tài trợ bên ngoài nhiều, tăng rủi ro mất thanh khoản và phá sản)
Thứ hai, chi phí nguồn tài trợ từ bán tài sản, cắt giảm cổ tức và tái thỏa thuận:
Công ty đa dạng hóa sở hữu nhiều tài sản ngoài mảng hoạt động chính, giúp dễ dàng bán và cung cấp nguồn tài trợ khi cần thiết, vì vậy yêu cầu về tài sản thanh khoản sẽ thấp hơn Những công ty chi trả cổ tức có thể giảm chi phí tài trợ bằng cách cắt giảm cổ tức so với những công ty tương tự không chi trả cổ tức và phải dựa vào thị trường vốn để huy động vốn.
Khi các cơ hội đầu tư sinh lợi gia tăng nhưng công ty gặp khó khăn về tiền mặt, họ buộc phải từ bỏ những dự án tiềm năng.
Thứ tư, chi phí của các công cụ phòng ngừa: khi chi phí phòng ngừa cao, công ty được kỳ vọng nắm giữ nhiều tài sản thanh khoản hơn
Vào thứ năm, vòng luân chuyển tiền mặt của công ty thường ngắn hơn khi công ty có nhiều dòng sản phẩm khác nhau và mức hàng tồn kho thấp so với doanh thu, dẫn đến việc cần ít tài sản thanh khoản hơn.
Thứ sáu, độ bất ổn của dòng tiền: sự bất ổn gia tăng cần nhiều tài sản thanh khoản hơn
Thứ bảy, lợi ích về quy mô: Miller and Orr (1966) đề xuất rằng có lợi ích về quy mô đối việc quản lý tiền mặt
Trong thị trường có chi phí giao dịch cao, tài sản dễ dàng chuyển đổi thành tiền với chi phí thấp thường có lợi tức thấp hơn so với tài sản ít thanh khoản, điều này được gọi là phần bù thanh khoản Tiền mặt có chi phí cao nhất, và chi phí này giảm dần đối với các tài sản thay thế Do đó, tài sản thanh khoản phải chịu chi phí cơ hội, và nếu tài sản ở dạng tiền gửi, chi phí cơ hội sẽ tăng lên cùng với lãi suất.
9 cụ ngắn hạn, chi phí cơ hội tăng khi phần bù thanh khoản trong đường cong kỳ hạn tăng lên
Tóm lại, mô hình các chi phí giao dịch đưa ra kết luận:
Việc nắm giữ tài sản thanh khoản gia tăng khi:
Biến động của dòng tiền so với tổng tài sản (biến động nhiều so với ít)
Độ dài của vòng chuyển đổi tiền mặt (dài so với ngắn)
Việc nắm giữ tài sản thanh khoản giảm xuống khi:
Lãi suất và độ dốc của cấu trúc kỳ hạn lãi suất (khi lãi suất tăng, chi phí cơ hội lớn)
Chi phí vay thêm nợ (khi chi phí thấp hơn là chi phí cao)
Sự dễ dàng của bán tài sản (khi dễ bán hơn là khó bán)
Chi phí phòng ngừa rủi ro (khi chi phí thấp hơn là chi phí cao)
Quy mô của cổ tức (có trả cổ tức so với không trả cổ tức)
Lý thuyết đánh đổi, được nghiên cứu bởi Miller và Modigliani (1958) và phát triển thêm bởi các tác giả như Miller (1966), Kraus và Litzenberger (1973), Jensen và Meckling (1976), Kim (1978), tập trung vào mối quan hệ giữa cấu trúc vốn của doanh nghiệp, cụ thể là sự cân nhắc giữa nợ và vốn cổ phần Lý thuyết này phân tích lợi ích và chi phí liên quan đến các quyết định tài chính của doanh nghiệp.
Mô hình ba giai đoạn về tác động của dòng tiền và rủi ro hệ thống đến chính sách nắm giữ tiền
Mô hình do Palazzo (2012) thiết lập, kế thừa từ mô hình ba giai đoạn của Kim, Mauer và Sherman (1998), cho thấy doanh nghiệp phải quyết định giữa việc giữ lại tiền mặt với tỷ suất sinh lợi thấp hơn chi phí cơ hội của vốn, hay chia cổ tức, dẫn đến tăng chi phí đầu tư tương lai Sự đánh đổi này xác định chính sách nắm giữ tiền mặt tối ưu tại thời điểm hiện tại Dòng tiền có mối liên hệ với rủi ro hệ thống, khiến doanh nghiệp có nhiều rủi ro có xu hướng tiết kiệm nhiều hơn Theo Palazzo, động cơ tiết kiệm này tạo ra mối tương quan dương giữa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng và tiền mặt nắm giữ của doanh nghiệp.
Mô hình được xem xét tại các thời kỳ t = 0, 1, 2, với các mốc thời gian được minh họa trong hình 2.2 Tại thời điểm t = 0, doanh nghiệp nắm giữ một khoản tiền mặt C0 và một tài sản rủi ro có khả năng tạo ra dòng tiền ngẫu nhiên trong thời kỳ 1.
Tại thời điểm t = 1, doanh nghiệp đối mặt với dòng tiền ngẫu nhiên từ tài sản có rủi ro và phải quyết định đầu tư vào tài sản an toàn với dòng tiền xác định (C2) tại t = 2 Palazzo giả định xác suất cơ hội đầu tư là π, trong khoảng [0,1], với chi phí đầu tư cố định I = 1 Nếu doanh nghiệp thiếu nguồn nội bộ để chi trả, họ có thể phát hành cổ phần với chi phí phát hành là λ Những giả định này về dòng tiền ngẫu nhiên và chi phí đầu tư cố định giúp thiết lập khả năng phát sinh cú sốc thanh khoản và nhu cầu.
Doanh nghiệp có thể sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài tại thời điểm t = 1 và chuyển đổi tiền mặt sang thời kỳ tiếp theo với tỷ suất sinh lợi nội bộ thấp hơn R, trong đó R đại diện cho tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Hình 2.2 Mốc thời gian trong mô hình ba giai đoạn (Nguồn: Palazzo (2012))
Trong đó, tài sản có rủi ro tại thời điểm 0 tạo ra một dòng tiền e x1 tại thời điểm 1 với:
Cú sốc x, 1 N(0,1) liên quan đến phần dư của các nhân tố định giá, dẫn đến dòng tiền từ tài sản tại thời điểm 0 có rủi ro Tác giả giả định rằng COV( z, 1, x, 1) = x, z, và do đó COV(x 1, m 1) = − x z x, z = − xm, trong đó xm đại diện cho rủi ro hệ thống của dòng tiền dự án Theo các giả định này, giá trị dòng tiền tại thời điểm 0 sẽ được xác định bằng cách chiết khấu dòng tiền tại thời điểm 1 với lãi suất phi rủi ro.
Cho dòng tiền ban đầu C0, công ty quyết định chuyển một lượng tiền 𝑆 1 sang kỳ tiếp theo
Tài sản tại thời điểm t 0 tạo ra dòng tiền Một cơ hội đầu tư xuất hiện với xác suất 𝜋 và chi phí cố định nếu đầu tư là I
Cổ tức được phân phối t = 1 t = 0 t = 2
Khi xm tăng thì dòng tiền có mối tương quan lớn hơn với những cú sốc hệ thống và do đó có giá trị thấp hơn
2.2.2 Bài toán của doanh nghiệp
Doanh nghiệp phải đưa ra quyết định quan trọng về việc phân bổ số tiền mặt ban đầu (C0) giữa cổ tức (D0) và tiết kiệm (S1) Trong trường hợp này, tỷ suất sinh lợi từ tiết kiệm nội bộ thấp hơn lãi suất phi rủi ro, điều này có thể ảnh hưởng đến chiến lược tài chính của doanh nghiệp.
R, S1 luôn bị chặn trên bởi C0. Để đơn giản vấn đề, Palazzo giả định rằng giá trị chiết khấu tại thời điểm t =1 của dòng tiền từ dự án an toàn, C2/R, lớn hơn chi phí đầu tư khi dự án an toàn được tài trợ hoàn toàn bằng vốn cổ phần, 1+ λ Với điều kiện này, thứ nhất đảm bảo doanh nghiệp luôn đầu tư vào thời điểm 1 nếu cơ hội đầu tư phát sinh, thứ hai doanh nghiệp chỉ phát hành vốn cổ phần khi tiết kiệm của doanh nghiệp (S1) cộng với dòng tiền từ tài sản có rủi ro ( ) không đủ để chi trả cho chi phí đầu tư Trong trường hợp này, cổ tức tại thời điểm 1 (D1) là âm và doanh nghiệp phải chi trả chi phí phát hành tương ứng bằng λ Cổ tức kỳ cuối cùng là dòng tiền được tạo ra bởi tài sản an toàn, D2 = C2 Nếu doanh nghiệp không đầu tư tại thời điểm 1, tất cả nguồn nội bộ đều được phân phối đến các cổ đông và cổ tức tại thời điểm 2 là 0
Chính sách nắm giữ tiền tối ưu khi lợi ích biên bằng chi phí biên của việc nắm giữ thêm 1 đơn vị tiền:
Chi phí biên là cổ tức từ bỏ tại thời điểm 0, và lợi ích biên được tính bằng cổ tức kỳ vọng doanh nghiệp sẽ phân phối trong kỳ tới trừ chi phí phát hành vốn cổ phần Hình 2.3 minh họa rằng doanh nghiệp tiết kiệm nhiều tiền mặt sẽ có khả năng phát hành vốn cổ phần trong tương lai thấp hơn, dẫn đến chi phí phát hành vốn cổ phần giảm.
Khi S1 tiến gần đến chi phí đầu tư cố định, xác suất phát hành vốn cổ phần gần như bằng 0 và lợi ích biên giảm xuống giá trị hiện tại của cổ tức phân phối trong kỳ tới.
Hình 2.3: Phương trình Euler Mô tả chi phí biên (đường nét liền) và lợi ích biên (đường nét đứt) của việc tiết kiệm tiền mặt ở thời kì 0
Phương trình 3 chỉ ra rằng chính sách nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi dòng tiền ngẫu nhiên và nguồn nội bộ kỳ vọng Khi dòng tiền tăng, doanh nghiệp giảm lượng tiền mặt giữ lại, do lợi ích biên của tiết kiệm giảm Nếu không có chi phí phát hành vốn cổ phần, doanh nghiệp sẽ không tiết kiệm vì tỷ suất sinh lợi nội bộ thấp hơn tỷ suất sinh lợi phi rủi ro Tuy nhiên, giá trị dương của λ cho thấy chi phí tài trợ kỳ vọng dương, khiến doanh nghiệp cần giữ lại tiền mặt Lợi ích biên của việc nắm giữ tiền mặt cũng tăng khi có xác suất nhận cơ hội đầu tư cao, dẫn đến chi phí tài trợ kỳ vọng gia tăng Lãi suất phi rủi ro đo lường chi phí cơ hội của khoản tiết kiệm nội bộ; khi lãi suất phi rủi ro cao hơn tỷ suất sinh lợi nội bộ, doanh nghiệp sẽ phải chịu chi phí lớn hơn.
15 để tích trữ tiền mặt Kết quả là khoản tiền mặt chuyển từ kỳ 0 đến kỳ 1 sẽ giảm nếu
2.2.3 Rủi ro, tiết kiệm và tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng
Palazzo chỉ ra rằng mối tương quan giữa dòng tiền và rủi ro hệ thống ảnh hưởng đến khả năng tiết kiệm của doanh nghiệp Cụ thể, khi dòng tiền có mức độ rủi ro cao, lợi ích biên từ việc chuyển tiền tạm thời nội bộ sẽ gia tăng, giúp giảm chi phí tài trợ Để nghiên cứu đặc tính tương quan của hai biến ngẫu nhiên, tác giả đã viết lại phương trình Euler thành một phương trình mới.
Các công ty với cùng dòng tiền kỳ vọng và khả năng đầu tư sẽ chọn chính sách tiết kiệm khác nhau dựa trên mối tương quan giữa dòng tiền và cú sốc hệ thống Mối quan hệ đồng biến gia tăng hạ thấp giá trị kỳ vọng của dòng tiền tương lai, khiến công ty có khả năng phát hành cổ phần cao hơn Điều này cho thấy công ty quyết định đầu tư khi khả năng xuất hiện cú sốc thấp Kết quả là, rủi ro gia tăng dẫn đến chi phí tài trợ cao hơn tại thời điểm 1, và công ty phản ứng bằng cách gia tăng tiết kiệm tại thời điểm 0.
TSSL kỳ vọng tại thời điểm 0 và thời điểm 1 được tính bằng tỷ lệ giữa cổ tức kỳ vọng tại thời điểm 0 và giá trị P0 của công ty trước khi chia cổ tức.
Khi dòng tiền không liên quan đến các yếu tố chiết khấu ngẫu nhiên, TSSL vốn cổ phần kỳ vọng sẽ tương đương với TSSL phi rủi ro R Trong trường hợp không có cơ hội đầu tư (π0) và chi phí phát hành cổ phần bằng 0 (λ = 0), công ty nên áp dụng chính sách tối ưu để tối đa hóa giá trị.
Lập 𝑆 1 ∗ = 0 dẫn đến TSSL vốn cổ phần kỳ vọng độc lập với chính sách tiết kiệm Ngược lại, rủi ro từ cơ hội đầu tư tương lai và chi phí tài trợ bên ngoài là những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và TSSL vốn cổ phần.
Sự thay đổi trong rủi ro hệ thống của công ty ảnh hưởng đến TSSL kỳ vọng qua
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới 18 1 Các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền 18 2 Mối quan hệ giữa chính sách nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng 21
Các nhân tố quyết định chính sách nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp đã được nghiên cứu sâu rộng trong tài liệu trước đây Bài viết này sẽ tổng hợp các kết quả nghiên cứu trước, đặc biệt nhấn mạnh mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng của doanh nghiệp.
2.3.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền
Kim, Mauer và Sherman (1998) đã phát triển mô hình lý thuyết về việc nắm giữ tài sản thanh khoản tối ưu, nhấn mạnh sự đánh đổi giữa lợi ích và chi phí Việc nắm giữ tài sản thanh khoản có chi phí cơ hội do tỷ suất sinh lợi thấp so với các tài sản rủi ro khác, trong khi lợi ích là giảm thiểu chi phí sử dụng nguồn tài trợ bên ngoài cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai Nghiên cứu thực nghiệm trên 915 công ty Mỹ từ 1975-1994 sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu chéo và hồi quy dữ liệu gộp cho thấy mức tài sản thanh khoản tối ưu, đo bằng tiền và chứng khoán thị trường, có mối tương quan dương với chi phí nguồn tài trợ bên ngoài, độ biến động dòng tiền và tỷ suất lợi nhuận của cơ hội đầu tư tương lai, đồng thời tương quan âm với sự chênh lệch lợi nhuận giữa tài sản thực và tài sản thanh khoản.
Nghiên cứu các công ty đại chúng ở Mỹ giai đoạn 1971-1994, Opler, Pinkowitz, Stulz, và Williamson (1999) sử dụng mô hình hồi quy Fama và MacBecth
Năm 1973, nghiên cứu đã áp dụng hồi quy dữ liệu chéo và hồi quy hiệu ứng cố định để dự đoán các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền và chứng khoán thị trường của doanh nghiệp.
Nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ số tiền và chứng khoán thị trường trên tổng tài sản trừ tiền và chứng khoán thị trường có mối tương quan âm với quy mô tài sản, vốn lưu động và đòn bẩy, trong khi có mối tương quan dương với tỷ số giá thị trường trên giá trị sổ sách, chi tiêu vốn, chi phí nghiên cứu và phát triển, cũng như độ biến động của dòng tiền Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp có tiềm năng tăng trưởng cao, hoạt động nhiều rủi ro và quy mô nhỏ thường giữ nhiều tiền mặt hơn.
Cùng nghiên cứu về chính sách nắm giữ tiên tối ưu, nhưng Almeida và cộng sự
Nghiên cứu năm 2004 đã chỉ ra rằng nhu cầu nắm giữ tài sản thanh khoản của doanh nghiệp liên quan đến các trở ngại tài chính Tác giả phân tích 29.954 quan sát từ các công ty sản xuất tại Mỹ trong giai đoạn 1971-2002, chia thành hai nhóm: có và không có trở ngại tài chính, dựa trên tỷ lệ chi trả cổ tức, quy mô công ty và xếp hạng tín dụng Sử dụng mô hình hồi quy OLS, kết quả cho thấy các công ty có trở ngại tài chính có tiền nắm giữ tương quan dương với dòng tiền, trong khi các công ty không có trở ngại tài chính không có mối tương quan này Điều này cho thấy chính sách nắm giữ tiền khác nhau trong từng chu kỳ kinh doanh, với các công ty gặp khó khăn tài chính cần dự trữ nhiều tiền mặt để đối phó với cú sốc vĩ mô, trong khi các công ty tài chính vững mạnh không cần thiết phải làm như vậy.
Sử dụng phương pháp nghiên cứu tương tự Opler và cộng sự (1999), Hoffman
Nghiên cứu năm 2006 đã chỉ ra rằng các yếu tố quyết định việc nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp ở New Zealand bao gồm sự sẵn sàng của các thay thế tài sản luân chuyển, cơ hội tăng trưởng, tính biến thiên dòng tiền, đòn bẩy và chi trả cổ tức cho cổ đông Những yếu tố này đóng vai trò quan trọng trong quyết định quản lý tiền mặt của doanh nghiệp.
Sự gia tăng việc nắm giữ tiền mặt là kết quả của 20 cơ hội tăng trưởng cao và tính biến thiên cao của dòng tiền Tuy nhiên, việc nắm giữ tiền mặt lại bị hạn chế do chi trả cổ tức cho cổ đông và các tài sản luân chuyển thay thế.
Nghiên cứu của Han và Qiu (2007) tương đồng với Almeida và cộng sự (2004) về chính sách nắm giữ tiền tối ưu, tập trung vào mối quan hệ giữa độ biến động dòng tiền và trở ngại tài chính Họ đã sử dụng dữ liệu quý của các công ty niêm yết tại thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1997 đến 2002, chia mẫu thành hai nhóm: công ty có và không có trở ngại tài chính, dựa trên các yếu tố như tỷ lệ chi trả cổ tức, quy mô công ty và xếp hạng tín dụng Điểm khác biệt là Han và Qiu đo lường độ biến động dòng tiền bằng phương sai trong 16 quý trước đó Kết quả cho thấy độ biến động dòng tiền có tác động tích cực đến động lực nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp, nhưng mối liên hệ này chỉ có ý nghĩa với các công ty gặp khó khăn tài chính Họ cũng dự báo rằng trở ngại tài chính ảnh hưởng đến mối liên kết giữa độ biến động dòng tiền, tiền nắm giữ và cơ hội đầu tư trong tương lai.
Gamba và Triantis (2008) nghiên cứu mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và các ràng buộc tài chính trong bối cảnh doanh nghiệp có thể dự trữ tiền mặt và phát hành nợ Họ chỉ ra rằng tính thanh khoản đặc biệt quan trọng đối với doanh nghiệp trẻ và nhỏ, vì nó giúp cải thiện tính linh hoạt tài chính Nghiên cứu cũng cho thấy sự kết hợp giữa nợ và nắm giữ tiền mặt tạo ra giá trị tương tự trong nợ ròng, nhưng lại ảnh hưởng khác nhau đến tính linh hoạt tài chính của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Daher (2010) đã chỉ ra rằng các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt là rất đa dạng, dựa trên mẫu dữ liệu từ hơn 60.000 công ty đại chúng và tư nhân trong giai đoạn 1985-2005 Một trong những phát hiện nổi bật là tỷ lệ nắm giữ tiền mặt đã tăng gấp đôi, đặc biệt là ở các công ty tư nhân trong khoảng thời gian từ năm 1994 đến 2005.
Nghiên cứu đã chỉ ra mối liên hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và các đặc điểm khác của công ty, với nhiều tương quan âm có ý nghĩa được phát hiện Các biến số liên quan bao gồm vốn luân chuyển thuần, quy mô công ty, đòn bẩy, chi tiêu vốn và các dòng tiền.
Nghiên cứu của Lawrencia và cộng sự (2012) về mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và các biến số khác ở các công ty Nigeria cho thấy rằng vốn luân chuyển thuần, dòng tiền, lợi nhuận, đòn bẩy và cơ hội đầu tư có ảnh hưởng đáng kể đến việc nắm giữ tiền mặt Đặc biệt, nghiên cứu cũng phát hiện không có mối tương quan giữa quy mô công ty và các cơ hội tăng trưởng.
Nghiên cứu của Shah (2012) về các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp Canada đã phân tích 166 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Toronto trong giai đoạn 2008-2010 Kết quả cho thấy rằng dòng tiền, quy mô ban quản trị, quy mô công ty, đòn bẩy, giá trị thị trường so với giá trị ghi sổ và vốn luân chuyển thuần đều có ảnh hưởng đáng kể đến việc nắm giữ tiền mặt Những phát hiện này có giá trị cho các nhà tư vấn quản trị tài chính, nhà quản lý tài chính và nhà đầu tư.
2.3.2 Mối quan hệ giữa chính sách nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng
Nghiên cứu của Palazzo (2012) phân tích mối quan hệ giữa rủi ro, TSSL kỳ vọng và chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp Tác giả đã mở rộng mô hình ba giai đoạn của Kim, Mauer và Sherman (1998) để làm rõ các yếu tố này Mô hình được phát triển và kiểm định thực nghiệm nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về sự tương tác giữa các yếu tố trong quản lý tài chính doanh nghiệp.
Nghiên cứu chỉ ra rằng mối tương quan giữa dòng tiền và nguồn rủi ro hệ thống ảnh hưởng đến chính sách nắm giữ tiền mặt tối ưu của doanh nghiệp Các công ty có mức độ rủi ro cao thường phải chịu chi phí lớn hơn khi tìm kiếm nguồn tài trợ bên ngoài cho các cơ hội tăng trưởng, dẫn đến xu hướng tiết kiệm cao hơn Động cơ cho những khoản tiết kiệm này được phân tích qua mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng và chính sách nắm giữ tiền của các doanh nghiệp niêm yết tại thị trường Mỹ từ năm 1975 đến 2009.
Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ 303 công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán TPHCM (HoSE) và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX), bao gồm đa dạng ngành nghề, ngoại trừ các công ty dịch vụ công cộng và tài chính do quy định riêng biệt.
Dữ liệu của các công ty được thu thập từ giai đoạn 2010-2014, bao gồm báo cáo tài chính theo Quyết định 15/2006/QĐ-BTC, đã được kiểm toán và công bố thông tin từ cơ sở dữ liệu điện tử StockPro Dữ liệu này bao gồm các khoản mục trên Bảng cân đối kế toán như tiền và tương đương tiền, tổng tài sản, vốn chủ sở hữu và nợ dài hạn; từ Báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh với lợi nhuận sau thuế; và từ Báo cáo lưu chuyển tiền tệ với các chỉ tiêu như dòng tiền ròng từ hoạt động kinh doanh, dòng tiền ròng từ hoạt động đầu tư, thu từ phát hành thêm cổ phần, chi từ việc mua lại cổ phần và cổ tức đã trả Các chỉ tiêu này sẽ được tính toán như mô tả trong phần 3.2.1.
Dữ liệu chỉ số VN-Index và HNX-Index được lấy từ trang thông tin điện tử www.cafef.vn và www.cophieu68.com để tính toán tỷ suất sinh lợi của thị trường, trong khi Beta chứng khoán được thu thập từ nguồn Bloomberg.
Mô hình nghiên cứu
3.2.1 Mô hình hồi quy và mô tả biến
Mô hình ba giai đoạn của Palazzo (2012) được sử dụng để giải thích mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng (𝑅 𝑒) và chính sách nắm giữ tiền của doanh nghiệp Mô hình này cũng xác định các yếu tố tài chính ảnh hưởng đến quyết định đầu tư và tài trợ, cũng như kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng sinh lợi trong tương lai, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về các yếu tố quyết định nắm giữ tiền Luận văn trình bày mô hình nghiên cứu như sau:
Biến phụ thuộc được xác định là sự thay đổi tỷ số tiền trên tổng tài sản (∆CH) giữa thời điểm t-1 và thời điểm t
Chỉ tiêu tiền được xác định từ Bảng cân đối kế toán của các công ty theo Quyết định 15, mã số 110, bao gồm tiền mặt, tiền gửi ngân hàng, tiền đang chuyển, và các khoản đầu tư tài chính ngắn hạn dưới 3 tháng có khả năng chuyển đổi dễ dàng thành tiền mặt với rủi ro thấp.
Biến phụ thuộc được xác định thông qua tỷ số tương đối của chỉ tiêu tiền trên tổng tài sản, giúp loại bỏ sự khác biệt về quy mô giữa các công ty trong mẫu Tỷ số này có vai trò quan trọng trong việc phân tích và so sánh hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp.
Để đánh giá thông tin tài chính của công ty một cách tổng quát, cần so sánh các tỷ số với trung bình ngành và theo dõi sự biến động qua các năm Sự thay đổi trong tỷ lệ tiền trên tổng tài sản cũng đặt ra câu hỏi cho các nhà phân tích về dòng tiền vào, dòng tiền ra, cũng như những thay đổi trong chính sách nắm giữ tiền của ban quản trị.
Tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng (r e) được đo lường tại năm t-1, phản ánh kỳ vọng về khả năng sinh lợi của vốn cổ phần trong năm tiếp theo Palazzo (2012) đã áp dụng mô hình thu nhập vượt trội để tính toán TSSL vốn cổ phần kỳ vọng Tuy nhiên, do hạn chế dữ liệu từ thời gian hoạt động ngắn của thị trường chứng khoán Việt Nam, mô hình này không thể được áp dụng Do đó, luận văn sử dụng TSSL đòi hỏi của chứng khoán, được tính toán dựa trên dữ liệu giá chứng khoán trong quá khứ theo mô hình CAPM, làm đại diện cho TSSL vốn cổ phần kỳ vọng, tương tự như nghiên cứu của Hosseini, Ahmadi và Moquadam (2013).
TSSL kỳ vọng của vốn cổ phần theo mô hình CAPM được xác định bởi công thức sau:
𝑹 𝒆 : Tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng/ Tỷ suất sinh lợi đòi hỏi của chứng khoán
Lãi suất phi rủi ro (R_f) được xác định dựa trên lãi suất của trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm, với lãi suất được thanh toán vào cuối kỳ tại thời điểm t-1 Dữ liệu này được thu thập từ kết quả đấu thầu trái phiếu chính phủ, được công bố trên trang thông tin điện tử của Bộ Tài chính.
1 Dữ liệu tính toán TSSL vốn cổ phần kỳ vọng được thể hiện chi tiết trong phụ lục 1
𝑹 𝒎 : Tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của danh mục thị trường Luận văn sử dụng chỉ số
VN-Index đại diện cho các công ty niêm yết trên HoSE, trong khi HNX-Index đại diện cho các công ty niêm yết trên HNX, tạo thành danh mục thị trường Suất sinh lợi thị trường (Rm) được tính bằng trung bình cộng của suất sinh lợi lịch sử cho đến cuối năm t-1.
𝜷: hệ số Beta, đo lường mức độ nhạy cảm của suất sinh lợi cổ phiếu so với thị trường Hệ số Beta được thu thập từ nguồn Bloomberg
Giả thuyết bài nghiên cứu kỳ vọng mối tương quan dương giữa giữa TSSL kỳ vọng và sự thay đổi trong tỷ số tiền trên tổng tài sản
Biến trễ CH t-1 , được tính là sự thay đổi tỷ số tiền trên tổng tài sản giữa năm t-
Biến t-2 được sử dụng để kiểm soát sự thay đổi đột ngột trong tiền nắm giữ của các công ty, do đó, biến CHt-1 dự kiến sẽ có mối tương quan âm với các yếu tố liên quan.
CH Dữ liệu được thu thập tương tự như biến CHnhưng sớm hơn 1 năm
Tỷ số dòng tiền thuần từ hoạt động sản xuất kinh doanh trên tổng tài sản (CF t) được xác định bằng cách chia Lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động kinh doanh (mã số 20 trong Báo cáo lưu chuyển tiền tệ) cho tổng tài sản (mã số 270 trong Bảng cân đối kế toán).
Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các công ty ưu tiên nguồn lực nội bộ để tài trợ cho các cơ hội đầu tư tương lai Dòng tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh là nguồn thu chủ yếu và ảnh hưởng lớn đến khả năng nắm giữ tiền của doanh nghiệp Nhà quản trị tài chính cần cân đối dòng thu, chi từ hoạt động kinh doanh trước khi quyết định vay nợ hoặc phát hành cổ phần Do đó, dòng tiền từ hoạt động kinh doanh và tiền nắm giữ của doanh nghiệp thường có mối tương quan dương.
Giá trị sổ sách trên giá thị trường (BM t) được tính bằng cách lấy logarit của giá trị vốn chủ sở hữu (mã số 40 trên Bảng cân đối kế toán) và chia cho giá trị thị trường của vốn cổ phần Giá trị thị trường của vốn cổ phần được xác định dựa trên giá thị trường cổ phiếu vào ngày giao dịch cuối cùng của năm, nhân với tổng số cổ phần đang lưu hành.
Giá trị sổ sách của công ty không phản ánh các cơ hội tăng trưởng trong tương lai, trong khi giá thị trường cổ phiếu lại bao gồm kỳ vọng của nhà đầu tư về khả năng sinh lợi của doanh nghiệp Do đó, chỉ tiêu này đóng vai trò quan trọng trong việc xác định chính sách nắm giữ tiền của các công ty.
Tỷ số BMt nhỏ cho thấy công ty có nhiều cơ hội đầu tư trong tương lai và xu hướng giữ nhiều tiền hơn Luận văn kỳ vọng sẽ xác định mối tương quan âm giữa biến BMt và CH.
Quy mô công ty được xác định bằng logarit của tổng tài sản vào cuối năm t và có ảnh hưởng quan trọng đến tiền nắm giữ của doanh nghiệp Sự liên quan giữa quy mô và tiền nắm giữ xuất phát từ việc các công ty lớn thường có nhu cầu đầu tư và kinh doanh cao hơn, đồng thời đối mặt với rủi ro dòng tiền lớn hơn so với các công ty nhỏ Do đó, các công ty lớn cần giữ một lượng tiền nhất định để đáp ứng nhu cầu đầu tư trong tương lai và phòng ngừa rủi ro tài chính.
Tỷ số giữa cổ phần phát hành trong năm và tổng tài sản (NetEquity t) phản ánh vốn cổ phần huy động trong năm Chỉ tiêu này được tính toán theo một công thức cụ thể.
NetEquity t = Thu từ phát hành vốn cổ phần t - Chi trả cho việc mua lại t - Cổ tức đã trả t
Kiểm định mô hình
3.3.1 Kiểm định các giả thuyết cơ bản
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi bằng kiểm định White
Giả thuyết H0: Phương sai không thay đổi trong mô hình hồi quy Pooled OLS
Khi kiểm định, nếu giá trị Prob>Chi2 lớn hơn 0,05, ta chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi Ngược lại, nếu Prob>Chi2 nhỏ hơn 0,05, giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi Trong trường hợp hồi quy Pooled OLS mà xảy ra phương sai thay đổi, các giá trị sai số chuẩn sẽ không còn chính xác, dẫn đến khả năng kết luận không đáng tin cậy.
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi bằng kiểm định Modified Wald
Giả thuyết H0: Phương sai không thay đổi trong mô hình hồi quy FE
Khi kiểm định, nếu giá trị Prob>Chi2 lớn hơn 0,05, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi Ngược lại, nếu Prob>Chi2 nhỏ hơn 0,05, giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng Wooldridge test
Giả thuyết H0: không có tự tương quan bậc 1 trong dữ liệu bảng nghiên cứu
Khi kiểm định cho ra kết quả với giá trị Prob > F lớn hơn hoặc bằng 0,05, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, điều này cho thấy mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Nếu giá trị F nhỏ hơn 0,05, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ, cho thấy có hiện tượng tự tương quan trong mẫu nghiên cứu Trong mô hình Pooled OLS, các hệ số vẫn giữ tính không chệch nhưng hiệu quả giảm sút, và sai số chuẩn ước lượng không còn phù hợp, điều này có thể dẫn đến kết luận sai lệch.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến thông qua nhân tử phóng đại phương sai
– VIF VIF được xác định bằng công thức:
Hệ số đa cộng tuyến bình phương Ri 2 giữa biến xi và các biến giải thích khác cho thấy nếu VIF lớn hơn 5, hiện tượng đa cộng tuyến xuất hiện trong mô hình Khi xảy ra đa cộng tuyến, các hệ số hồi quy trở nên không xác định và sai số chuẩn trở nên vô hạn, dẫn đến việc ước lượng hệ số hồi quy có thể sai và tỉ số t ít có ý nghĩa mặc dù R 2 có thể cao.
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình Pooled OLS, bạn nên sử dụng các câu lệnh “vce(robust)” hoặc “cluster” Việc này giúp điều chỉnh các sai số chuẩn một cách đáng tin cậy hơn, từ đó nâng cao độ chính xác của các kết luận từ mô hình.
38 Đối với mô hình FE và RE: sử dụng các câu lệnh “fe robust” hoặc “re robust” để điều chỉnh sai số chuẩn của các tham số
3.3.2 Kiểm định lựa chọn các mô hình
Kiểm định Hausman được sử dụng để xác định phương pháp hồi quy nào giữa hồi quy cố định (FE) và hồi quy ngẫu nhiên (RE) hiệu quả hơn trong việc giải thích mối quan hệ giữa các biến.
Giả thuyết H0 cho rằng không có sự khác biệt hệ thống giữa các hệ số hồi quy của mô hình ngẫu nhiên (RE) và mô hình cố định (FE) Nếu kết quả kiểm định cho thấy Prob > Chi2 lớn hơn 0,05, giả thuyết H0 được chấp nhận, điều này cho thấy mô hình RE là phù hợp hơn để giải thích mối tương quan giữa các biến Ngược lại, nếu Prob > Chi2 nhỏ hơn 0,05, giả thuyết H0 bị bác bỏ, chỉ ra rằng mô hình FE nên được sử dụng.
FE là phù hợp hơn để giải thích mối quan hệ giữa các biến
Kiểm định được thực hiện để so sánh hiệu quả giữa hai phương pháp hồi quy là FE và Pooled OLS trong việc giải thích mối quan hệ giữa các biến Nghiên cứu này nhằm xác định phương pháp nào mang lại kết quả tốt hơn.
Giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số của mô hình FE đều bằng 0 Khi kiểm định cho kết quả với Prob > F lớn hơn 0,05, chúng ta chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy không có sự khác biệt giữa các đối tượng hoặc các thời điểm khác nhau Do đó, mô hình Pooled OLS sẽ phù hợp hơn để giải thích mối tương quan giữa các biến Ngược lại, nếu Prob nhỏ hơn hoặc bằng 0,05, điều này cho thấy có sự khác biệt đáng kể.
Khi giá trị F nhỏ hơn 0,05, chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, điều này cho thấy có sự khác biệt giữa các đối tượng trong mẫu Trong trường hợp này, mô hình FE là lựa chọn phù hợp hơn để giải thích mối quan hệ giữa các biến.
Kiểm định giữa hai phương pháp hồi quy Pooled OLS và hồi quy RE nhằm xác định phương pháp nào hiệu quả hơn trong việc giải thích dữ liệu.
39 mối quan hệ giữa các biến Để xác định vấn đề này bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier (LM)
Giả thuyết 𝐻 0 cho rằng không có sự khác biệt trọng yếu nào giữa các đối tượng trong mô hình hồi quy, tức là chênh lệch giữa các quan sát là bằng 0 Khi thực hiện kiểm định, nếu kết quả cho thấy sự khác biệt, điều này có thể bác bỏ giả thuyết này.
Nếu giá trị Prob > Chi2 lớn hơn 0,05, giả thuyết H0 được chấp nhận, cho thấy phương pháp hồi quy Pooled OLS là phù hợp hơn Ngược lại, khi Prob > Chi2 nhỏ hơn 0,05, giả thuyết H0 bị bác bỏ, và mô hình RE trở nên phù hợp hơn để giải thích mối quan hệ giữa các biến.
Phân tích mẫu phụ
Mô hình dự đoán rằng lợi nhuận từ các cơ hội đầu tư tương lai sẽ tác động đến mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần kỳ vọng và tiền nắm giữ Nghiên cứu này kiểm tra lý thuyết bằng cách phân mẫu thành các nhóm đại diện cho các công ty có khả năng sinh lợi từ cơ hội tăng trưởng cao và thấp trong tương lai.
Nghiên cứu của Palazzo (2012) chỉ ra rằng sự gia tăng tỷ suất lợi nhuận tương lai dẫn đến tăng quy mô công ty và giảm tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường Hai yếu tố này có thể được sử dụng để đo lường khả năng sinh lợi của các cơ hội đầu tư tương lai Tuy nhiên, chúng trở thành hàm của giá trị thị trường công ty, gây nhiễu thông tin Do đó, bài nghiên cứu lựa chọn tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) làm biện pháp đo lường bổ sung cho khả năng sinh lợi kỳ vọng Việc xếp hạng các công ty dựa trên các chỉ tiêu này được thực hiện hàng năm theo ba tiêu chí: quy mô công ty, tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường, và ROE.
Bài nghiên cứu phân chia các công ty thành hai khu vực dựa trên quy mô công ty tại thời điểm t - 1 Mẫu phụ công ty quy mô nhỏ (Small size) bao gồm 30% các công ty có giá trị nhỏ nhất trong biến quy mô.
Quy mô lớn chiếm 30% trong số các công ty có giá trị lớn nhất, thể hiện sự ảnh hưởng của biến quy mô Để xác định tiêu thức quy mô công ty, có một công thức cụ thể được áp dụng.
Size = Logarit (Tổng tài sản t-1 )
Bài nghiên cứu phân loại các công ty trong mẫu thành hai nhóm dựa trên tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM) tại thời điểm t-1 Nhóm công ty có BM thấp (Low BM) bao gồm 30% công ty có giá trị BM nhỏ nhất, trong khi nhóm công ty có BM cao (High BM) gồm 30% công ty có giá trị BM lớn nhất Công thức để xác định tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường được trình bày như sau:
Giá trị vốn chủ sở hữu t-1 (Giá chứng khoán tại thời điểm cuối năm t-1)*Số CP lưu hành t-1
Bài nghiên cứu phân loại các công ty thành hai nhóm dựa trên chỉ số ROE: nhóm công ty ROE thấp (Low ROE) gồm 30% công ty có giá trị ROE nhỏ nhất và nhóm công ty ROE cao (High ROE) bao gồm 30% công ty có giá trị ROE lớn nhất Công thức để xác định tỷ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu được trình bày như sau:
ROE = Lợi nhuận ròng sau thuế t
Trong nghiên cứu này, chúng tôi đã sử dụng 6 mẫu phụ để tiến hành phân tích bằng mô hình hồi quy Pooled OLS, FE và RE thông qua công cụ hồi quy Stata Các kiểm định liên quan đã được thực hiện và trình bày chi tiết trong phần 3.3 cho từng mẫu phụ.
Hình 3.2: Tóm tắt quy trình nghiên cứu