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



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

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


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

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
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

(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

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. Do số liệu của các biến hầu như đầy đủ nên mẫu
12
của bài nghiên cứu không phải chia ra hai giai đoạn như bài nghiên cứu của Shah
(2011). Dữ liệu được sử dụng để hồi quy là dữ liệu bảng, gồm 770 quan sát, tuy nhiên,
trong quá trình xử lý mẫu, do có một năm công ty bị vốn chủ sỡ hữu âm nên đã bị loại
ra khỏi mô hình, vì vậy, cuối cùng mẫu gồm 110 công ty, trong 7 năm với 769 quan
sát. Đây là dữ liệu bảng không cân đối.
Từ dữ liệu này, bài nghiên cứu tính toán ra các biến số trong mô hình như sau:
3.1.1. Biến phụ thuộc
CASH: Tỷ lệ nắm giữ tiền
CASH= (Tiền + Đầu tư chứng khoán ngắn hạn + Khoản phải thu) / Tổng tài sản
3.1.2. Biến số độc lập
[Bảng: Mô tả các biến số độc lập]
Stt
Biến
Tên biến
Cách tính
1
GRT
Tốc độ tăng trưởng
hằng năm của tổng tài
sản
ln (Tổng tài sản

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)

* 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

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

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

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

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
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,