Bối cảnh và vấn đề nghiên cứu

Trong bối cảnh kinh tế thế giới biến động và suy thoái, các doanh nghiệp tại Việt Nam phải đối mặt với nhiều áp lực thanh khoản và nguy cơ giải thể. Trước tình hình đó, việc đưa ra các quyết định quản trị tài chính nhằm duy trì sự ổn định và nâng cao hiệu quả hoạt động trở thành yêu cầu cấp thiết, trong đó chính sách dự trữ tiền mặt giữ vai trò trung tâm. Tiền mặt là tài sản có tính thanh khoản cao nhất, là thước đo trực tiếp cho khả năng thanh toán các nghĩa vụ ngắn hạn như lương người lao động, công nợ nhà cung cấp, chi phí vận hành, chi trả cổ tức và mua sắm tài sản cố định. Việc duy trì một lượng tiền mặt hợp lý giúp doanh nghiệp chủ động đón đầu các cơ hội đầu tư, duy trì chu kỳ kinh doanh và phòng ngừa các cú sốc thanh khoản bất ngờ. Ngược lại, nếu dự trữ tiền mặt quá mức sẽ dẫn đến tình trạng ứ đọng vốn, phát sinh chi phí cơ hội và làm suy giảm tỷ suất sinh lời; còn nếu nắm giữ quá ít, công ty sẽ rơi vào nguy cơ kiệt quệ tài chính khi phát sinh các nghĩa vụ thanh toán khẩn cấp.

Tác giả khóa luận dẫn chứng các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam để làm rõ sự dao động của tỷ lệ này: nghiên cứu của Phạm Hữu Tín (2014) chỉ ra tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình là 13,69%, trong khi nghiên cứu của Phạm Ngọc Thiện (2014) ghi nhận con số 16,66%. Sự chênh lệch này khẳng định tầm quan trọng của việc xác định mức dự trữ tiền mặt tối ưu và nhận diện các nhân tố chi phối chính sách tiền mặt tại từng thời kỳ. Xuất phát từ thực tiễn trên, khóa luận xác định các mục tiêu và phạm vi nghiên cứu cụ thể:

  • Mục tiêu chung: Đánh giá mức độ tác động của các nhân tố đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE).
  • Mục tiêu cụ thể:
    1. Đánh giá thực trạng và tìm hiểu các nhân tố tác động đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty niêm yết trên sàn HOSE thông qua phân tích số liệu tài chính giai đoạn 2017–2021.
    2. Dựa trên các kết quả kiểm định kinh tế lượng, đề xuất một số khuyến nghị cho các nhà quản trị doanh nghiệp và các bên liên quan trong việc quản lý và tối ưu hóa hoạt động nắm giữ tiền mặt.
  • Đối tượng nghiên cứu: Các nhân tố tác động đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt của các công ty niêm yết trên sàn HOSE.
  • Phạm vi không gian: Các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh.
  • Phạm vi thời gian: Dữ liệu tài chính hàng năm trong giai đoạn 5 năm liên tục, từ năm 2017 đến năm 2021.

Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu

Khung lý thuyết và động cơ nắm giữ tiền mặt

Khóa luận dựa trên ba lý thuyết tài chính doanh nghiệp nền tảng để giải thích hành vi dự trữ tiền mặt của doanh nghiệp:

  1. Lý thuyết đánh đổi (Trade-off Theory - Ferreira và Vilela, 2004): Doanh nghiệp xác định mức tiền mặt tối ưu thông qua việc cân bằng giữa chi phí cận biên và lợi ích cận biên của việc nắm giữ tiền. Lợi ích của tiền mặt là giảm thiểu nguy cơ khủng hoảng tài chính, giảm chi phí huy động vốn bên ngoài hoặc chi phí thanh lý tài sản. Ngược lại, chi phí của tiền mặt là chi phí cơ hội từ việc không đem vốn đi đầu tư vào các tài sản sinh lời cao hơn.
  2. Lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking Order Theory - Myers và Majluf, 1984): Do hiện tượng bất đối xứng thông tin, doanh nghiệp ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ trước tiên (tiền mặt tích lũy từ lợi nhuận giữ lại), tiếp đến là phát hành nợ vay, và giải pháp cuối cùng mới là phát hành cổ phiếu mới. Do đó, các doanh nghiệp có khả năng sinh lời và dòng tiền cao thường chủ động tích lũy tiền mặt để tài trợ cho các dự án đầu tư tương lai.
  3. Lý thuyết dòng tiền tự do (Free Cash Flow Theory - Jensen, 1986): Phản ánh xung đột đại diện giữa nhà quản lý và cổ đông. Lượng tiền mặt tự do dồi dào có thể bị các nhà quản lý lạm dụng để phục vụ lợi ích cá nhân, bành trướng quy mô tài sản dưới quyền kiểm soát thay vì chi trả lại cho cổ đông, dẫn đến các quyết định đầu tư kém hiệu quả.

Về mặt động cơ, văn bản viện dẫn ba động cơ chính: động cơ giao dịch (Miller và Orr, 1966), động cơ phòng ngừa biến động bất lợi (Opler và cộng sự, 1999) và động cơ thuế đối với các dòng thu nhập chuyển giao (Foley và cộng sự, 2007).

Mô hình nghiên cứu và phương pháp đo lường các biến

Kế thừa mô hình thực nghiệm của Ogundipe và cộng sự (2012) cùng Kafayat và cộng sự (2014), phương trình hồi quy tuyến tính đa biến cho dữ liệu bảng được thiết lập như sau:

$$\text{CASH}{it} = \beta_0 + \beta_1 \text{SIZE}{it} + \beta_2 \text{NWC}{it} + \beta_3 \text{CF}{it} + \beta_4 \text{LEV}{it} + \beta_5 \text{ROA}{it} + \beta_6 \text{AGE}{it} + \beta_7 \text{DIV}{it} + \varepsilon_{it}$$

Tên biến Ký hiệu Phương pháp đo lường Kỳ vọng Nghiên cứu kế thừa
Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt CASH Tiền và tương đương tiền / Tổng tài sản ròng (với Tổng tài sản ròng = Tổng tài sản − Tiền và tương đương tiền) Biến phụ thuộc Ogundipe và cs (2012), Kafayat và cs (2014)
Quy mô công ty SIZE Logarit tự nhiên của Tổng tài sản: $\ln(\text{Tổng tài sản})$ + / − Saddour (2006), Drobetz & Grüninger (2007)
Vốn lưu động ròng NWC (Tài sản ngắn hạn − Nợ ngắn hạn) / Tổng tài sản ròng + / − Ogundipe và cs (2012), Kafayat và cs (2014)
Dòng tiền CF Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh / Tổng tài sản + Hofmann (2006), Phạm Hữu Tín (2014)
Đòn bẩy tài chính LEV Tổng nợ phải trả / Tổng tài sản + / − Ferreira & Vilela (2003), Kafayat và cs (2014)
Lợi nhuận ROA Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản + / − Megginson & Wei (2010), Ogundipe và cs (2012)
Thời gian hoạt động AGE Logarit tự nhiên của số năm hoạt động: $\ln(\text{Năm báo cáo} − \text{Năm thành lập})$ + Gao và cộng sự (2013)
Chi trả cổ tức DIV Biến giả: nhận giá trị 1 nếu công ty chi trả cổ tức bằng tiền mặt trong năm, nhận 0 nếu không + / − Hofmann (2006), Kim và cộng sự (2011)

Dữ liệu và phương pháp kinh tế lượng

  • Nguồn dữ liệu: Dữ liệu thứ cấp trích xuất từ báo cáo tài chính kiểm toán hàng năm trên website Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và cơ sở dữ liệu FiinPro giai đoạn 2017–2021.
  • Quy trình lọc mẫu: Từ tổng số 420 công ty niêm yết ban đầu, tác giả áp dụng ba điều kiện lọc: (1) niêm yết tại sàn HOSE; (2) hoạt động kinh doanh liên tục và cổ phiếu được giao dịch thường xuyên; (3) công bố đầy đủ thông tin báo cáo tài chính kiểm toán liên tục 5 năm từ 2017 đến 2021, loại bỏ các đơn vị tài chính. Kết quả chọn được mẫu chuẩn gồm 184 công ty phi tài chính, tạo thành bộ dữ liệu bảng cân bằng (Balanced Panel Data) với tổng cộng 920 quan sát ($184 \times 5$).
  • Quy trình phân tích kinh tế lượng: Thực hiện trên phần mềm R. Tác giả tiến hành ước lượng ba mô hình: Hồi quy bình phương nhỏ nhất thông thường dữ liệu gộp (Pooled OLS), Mô hình hiệu ứng cố định (Fixed Effects Model - FEM) và Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM). Lựa chọn mô hình tối ưu thông qua kiểm định F (Redundant Fixed Effects Test) và kiểm định Hausman. Tiếp theo, tiến hành kiểm định các khuyết tật: đa cộng tuyến (thông qua ma trận hệ số tương quan Pearson), phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Khi phát hiện khuyết tật, mô hình được ước lượng lại bằng phương pháp ma trận hiệp phương sai nhất quán để hiệu chỉnh sai số chuẩn.

Nội dung chính theo từng chương

Chương 1: Cơ sở lý thuyết của vấn đề nghiên cứu

Chương 1 hệ thống hóa cơ sở lý luận về quản trị tiền mặt doanh nghiệp. Tác giả làm rõ bản chất tiền mặt bao gồm tiền mặt tại quỹ, tiền gửi thanh toán tại ngân hàng và các khoản đầu tư tài chính ngắn hạn có tính thanh khoản cao đóng vai trò như các khoản tương đương tiền. Nội dung chương phân tích chi tiết cơ chế tác động của ba lý thuyết kinh điển (Lý thuyết đánh đổi, Lý thuyết trật tự phân hạng, Lý thuyết dòng tiền tự do) và ba động cơ giữ tiền (giao dịch, phòng ngừa, thuế).

Đồng thời, chương 1 tổng quan 7 công trình nghiên cứu thực nghiệm tiêu biểu: Saddour (2006, Pháp), Drobetz và Grüninger (2007, Thụy Sĩ), Ogundipe và cộng sự (2012, Nigeria), Chen và Liu (2013, Trung Quốc), Kafayat và cộng sự (2014, Pakistan), Nguyễn Ngọc Thiện (2014, Việt Nam), và Phạm Hữu Tín (2014, Việt Nam). Trên cơ sở đó, tác giả chỉ ra khoảng trống nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Việt Nam: các nghiên cứu trước thường tập trung vào quy mô, nợ ngắn hạn, nợ ngân hàng hoặc tín dụng thương mại; do đó khóa luận quyết định tích hợp thêm các nhân tố dòng tiền hoạt động kinh doanh (CF) và thời gian hoạt động của công ty (AGE) để kiểm tra thực nghiệm. Cuối chương, tác giả xây dựng 7 nhóm giả thuyết nghiên cứu, đặc tả phương trình hồi quy dữ liệu bảng, định nghĩa cách đo lường các biến và trình bày lý thuyết về các phép kiểm định F, kiểm định Hausman cùng cách nhận diện khuyết tật kinh tế lượng.

Chương 2: Nội dung và kết quả nghiên cứu

Chương 2 tập trung trình bày số liệu thống kê, phân tích thực nghiệm và thảo luận kết quả hồi quy. Tác giả phân loại 184 doanh nghiệp trong mẫu thành các nhóm ngành niêm yết trên HOSE, bao gồm: công nghiệp (106 công ty), vật liệu cơ bản (30 công ty), y tế (11 công ty), dịch vụ hàng tiêu dùng (9 công ty), dịch vụ hạ tầng (8 công ty), tài chính - chứng khoán (6 công ty), dầu khí (3 công ty), viễn thông (2 công ty) và công nghệ (1 công ty).

Phân tích biến động qua Biểu đồ 2.1 cho thấy tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình giai đoạn 2017–2021 là 11,92%, với xu hướng giảm dần qua các năm: đạt 13,98% năm 2017; giảm xuống 12,03% năm 2018; 11,32% năm 2019; phục hồi nhẹ lên 11,43% năm 2020 và đạt 10,85% vào năm 2021.

Biến số Số quan sát Nhỏ nhất (Min) Lớn nhất (Max) Trung bình (Mean) Độ lệch chuẩn (SD)
CASH 920 0,00015 1,43611 0,11922 0,14734
SIZE 920 25,62605 33,69104 28,58193 1,46341
NWC 920 −0,48641 1,74225 0,27072 0,24949
CF 920 −1,10004 0,53621 0,06983 0,12580
LEV 920 0,01297 0,99168 0,47226 0,20204
ROA 920 −0,25571 0,53599 0,08095 0,07567
AGE 920 0,69314 4,17438 2,93154 0,49978
DIV 920 0,00000 1,00000 0,49456 0,50024

Phân tích ma trận tương quan cho thấy biến phụ thuộc CASH có tương quan dương mạnh nhất với NWC ($r = 0,47047$) và yếu nhất với DIV ($r = 0,00011$). Giữa các biến độc lập, hệ số tương quan cao nhất xuất hiện giữa NWC và LEV ($r = -0,55882$). Do tất cả các hệ số tương quan giữa các biến giải thích đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn 0,8 nên không có dấu hiệu vi phạm đa cộng tuyến nghiêm trọng.

Về kiểm định lựa chọn mô hình:

  • So sánh Pooled OLS và FEM: Kiểm định Redundant Fixed Effects cho giá trị thống kê $F = 10,628$ ($df_1 = 183, df_2 = 729$), giá trị $p\text{-value} < 2,2 \times 10^{-16} < 0,05$. Bác bỏ giả thuyết $H_0$, mô hình FEM vượt trội so với Pooled OLS.
  • So sánh FEM và REM: Kiểm định Hausman cho giá trị $\chi^2 = 39,475$ ($df = 7$), giá trị $p\text{-value} = 1,586 \times 10^{-6} < 0,05$. Bác bỏ giả thuyết $H_0$, mô hình FEM là mô hình phù hợp nhất.

Kiểm định sau hồi quy FEM phát hiện mô hình vi phạm khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan ($p\text{-value} < 0,05$). Tác giả đã khắc phục bằng phương pháp ước lượng ma trận hiệp phương sai nhất quán để điều chỉnh độ lệch chuẩn của các hệ số.

Tên biến Hệ số hồi quy ($\beta$) Sai số chuẩn Giá trị $t$ Giá trị $p$ ($p\text{-value}$) Mức ý nghĩa
SIZE 0,00424 0,02502 0,1696 0,86537 Không có ý nghĩa
NWC 0,51895 0,09603 5,4038 $8,844 \times 10^{-8}$ *** (0,1%)
CF 0,19855 0,05163 3,8456 0,00013 *** (0,1%)
LEV 0,30578 0,08502 3,5965 0,00034 *** (0,1%)
ROA −0,02026 0,14896 −0,1360 0,89186 Không có ý nghĩa
AGE 0,09168 0,05331 1,7196 0,08594 . (10%)
DIV −0,00137 0,00125 −1,0947 0,27399 Không có ý nghĩa
Chỉ số mô hình \multicolumn{5}{l }{$R^2 = 0,33691$ (33,69%); $\text{Adjusted } R^2 = 0,16409$ (16,41%)}

Ghi chú: Mức ý nghĩa thống kê: *** ở mức 0,1%; . ở mức 10%.

Kết quả hồi quy xác định 4 nhân tố có ý nghĩa thống kê tác động cùng chiều đến tỷ lệ tiền mặt:

  • Vốn lưu động ròng (NWC): $\beta = 0,51895$ ($p < 0,001$), khi NWC tăng 1 đơn vị thì CASH tăng 0,51895 đơn vị.
  • Dòng tiền (CF): $\beta = 0,19855$ ($p < 0,001$), khi CF tăng 1 đơn vị thì CASH tăng 0,19855 đơn vị.
  • Đòn bẩy tài chính (LEV): $\beta = 0,30578$ ($p < 0,001$), khi LEV tăng 1 đơn vị thì CASH tăng 0,30578 đơn vị.
  • Thời gian hoạt động (AGE): $\beta = 0,09168$ ($p < 0,1$), khi AGE tăng 1 đơn vị thì CASH tăng 0,09168 đơn vị.

Ngược lại, 3 nhân tố không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%: Quy mô công ty (SIZE, $p = 0,86537$), Lợi nhuận (ROA, $p = 0,89186$) và Chi trả cổ tức (DIV, $p = 0,27399$).

Chương 3: Thảo luận và khuyến nghị

Chương 3 đối chiếu kết quả định lượng với lý thuyết và các nghiên cứu đi trước:

  • Tác động dương của NWC ủng hộ nghiên cứu của Wenfeng Wu và cộng sự (2011) cùng Kafayat và cộng sự (2014), nhưng trái ngược với quan điểm xem tài sản lưu động là vật thay thế tiền mặt trong Hofmann (2006) hay Phạm Hữu Tín (2014).
  • Tác động dương của dòng tiền (CF) hoàn toàn phù hợp với Lý thuyết trật tự phân hạng và các kết luận của Drobetz và Grüninger (2007), Ogundipe và cộng sự (2012), Phạm Hữu Tín (2014).
  • Mối tương quan thuận giữa đòn bẩy tài chính (LEV) và tiền mặt phù hợp với dự đoán của Ferreira và Vilela (2003) cùng Ogundipe và cộng sự (2012): khi nợ vay cao, xác suất phá sản và kiệt quệ tài chính tăng lên, buộc doanh nghiệp phải dự trữ nhiều tiền mặt hơn để phòng ngừa rủi ro vỡ nợ.
  • Thời gian hoạt động (AGE) tác động cùng chiều phản ánh thực tế doanh nghiệp lâu năm có thị phần ổn định, tích lũy được nguồn lực thanh khoản tốt hơn theo Gao và cộng sự (2013).

Từ các phát hiện này, tác giả đưa ra hai nhóm khuyến nghị quản trị:

  1. Quản trị vốn lưu động: Do vốn lưu động có thể thay thế tiền mặt theo lý thuyết đánh đổi, doanh nghiệp cần tránh tồn trữ tiền mặt thụ động mà nên chuyển hóa linh hoạt thành các tài sản ngắn hạn sinh lợi (đầu tư tài chính ngắn hạn, luân chuyển hàng tồn kho, thu hồi khoản phải thu). Quản lý tốt vòng quay vốn lưu động sẽ vừa đảm bảo tính thanh khoản vừa tối ưu hóa hiệu quả sinh lời.
  2. Lập kế hoạch và dự báo dòng tiền: Doanh nghiệp cần chủ động dự báo thặng dư hoặc thiếu hụt dòng tiền định kỳ. Nếu dự báo thặng dư, nhà quản trị nên chủ động phân bổ vào các danh mục đầu tư ngắn hạn sinh lời, hạn chế nguy cơ tích lũy tiền mặt quá mức dẫn đến chi phí đại diện (theo Lý thuyết dòng tiền tự do). Nếu dự báo thiếu hụt, doanh nghiệp cần có kế hoạch thu xếp các nguồn tài trợ thay thế kịp thời để bảo đảm chu kỳ sản xuất kinh doanh không bị gián đoạn.

Kết quả và đóng góp

Khóa luận đạt được các kết quả định lượng cụ thể:

  • Xác định tỷ lệ nắm giữ tiền mặt bình quân của 184 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2017–2021 đạt 11,92% (thấp nhất là 0,015% và cao nhất là 143,61%).
  • Chứng minh bằng thực nghiệm 4 nhân tố có tác động tích cực có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt: Vốn lưu động ròng ($\beta = 0,51895$), Đòn bẩy tài chính ($\beta = 0,30578$), Dòng tiền ($\beta = 0,19855$) và Thời gian hoạt động ($\beta = 0,09168$).
  • Làm rõ tính trung hòa thống kê của 3 nhân tố: Quy mô công ty, Lợi nhuận (ROA) và Chi trả cổ tức đối với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tại mẫu nghiên cứu trong giai đoạn 2017–2021. Mô hình hiệu ứng cố định sau hiệu chỉnh giải thích được 33,69% biến thiên của tỷ lệ tiền mặt ($R^2 = 0,33691$).

Về mặt đóng góp so với các nghiên cứu trước:

  • Tác giả kế thừa các biến số truyền thống (quy mô, lợi nhuận, đòn bẩy, cổ tức) nhưng đã mở rộng mô hình bằng việc kết hợp đồng thời biến dòng tiền (CF) và thời gian hoạt động (AGE) trên tập dữ liệu bảng cập nhật 5 năm (2017–2021).
  • Bổ sung bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ thuận chiều giữa đòn bẩy tài chính và nắm giữ tiền mặt tại thị trường Việt Nam, củng cố quan điểm lý thuyết đánh đổi về hành vi phòng ngừa kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp khi sử dụng nhiều nợ.

Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp

Khóa luận ghi nhận các hạn chế chính dựa trên phạm vi triển khai và dung lượng dữ liệu:

  • Mẫu nghiên cứu mới chỉ tập trung vào 184 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE có dữ liệu liên tục 5 năm, chưa mở rộng ra các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX), sàn UPCoM hoặc các doanh nghiệp chưa niêm yết.
  • Mô hình hồi quy đạt hệ số $R^2 = 33,69%$, cho thấy còn khoảng 66,31% sự biến thiên của tỷ lệ nắm giữ tiền mặt chịu sự chi phối của các nhân tố khác nằm ngoài mô hình.

Hướng nghiên cứu tiếp theo:

  • Mở rộng phạm vi khảo sát sang toàn bộ các sàn giao dịch chứng khoán tại Việt Nam và phân tích so sánh chi tiết theo từng phân ngành kinh tế cụ thể.
  • Kéo dài chuỗi thời gian phân tích và bổ sung thêm các biến giải thích mới như cấu trúc sở hữu, đặc điểm hội đồng quản trị, cơ hội tăng trưởng, hoặc các biến số kinh tế vĩ mô (lãi suất, lạm phát, tăng trưởng kinh tế).

Giá trị tham khảo

Khóa luận cung cấp nguồn tài liệu tham khảo cho:

  • Sinh viên, học viên chuyên ngành Tài chính - Ngân hàng, Kế toán: Tham khảo quy trình phân tích kinh tế lượng dữ liệu bảng bằng phần mềm R, từ thống kê mô tả, ma trận tương quan, kiểm định F, kiểm định Hausman đến kỹ thuật khắc phục khuyết tật phương sai thay đổi và tự tương quan bằng ma trận hiệp phương sai nhất quán.
  • Người thực hiện đề tài nghiên cứu về quản trị thanh khoản: Tham khảo hệ thống tổng quan các lý thuyết cấu trúc vốn và tiền mặt (Trade-off, Pecking Order, Free Cash Flow), cách định nghĩa biến tỷ lệ tiền mặt trên tổng tài sản ròng và bảng tổng hợp các công trình nghiên cứu trong và ngoài nước.
  • Nhà quản trị tài chính tại các doanh nghiệp niêm yết: Tham khảo số liệu benchmark về tỷ lệ tiền mặt trung bình ngành (11,92%) và cơ chế tác động của đòn bẩy nợ, vốn lưu động ròng để hoạch định chính sách dự trữ tiền mặt và lập ngân sách thanh khoản an toàn.

Phần đáng tham khảo nhất của văn bản là cấu trúc xây dựng thang đo biến số (Bảng 1.2) và quy trình kiểm định lựa chọn mô hình kinh tế lượng (FEM so với Pooled OLS và REM) được trình bày logic, chặt chẽ trong Chương 1 và Chương 2.

Câu hỏi thường gặp

1. Mẫu nghiên cứu của khóa luận được xác định dựa trên tiêu chí nào và có bao nhiêu quan sát?
Mẫu nghiên cứu được lọc từ 420 công ty niêm yết trên HOSE qua cơ sở dữ liệu FiinPro, áp dụng 3 tiêu chí: thuộc nhóm phi tài chính, hoạt động và giao dịch liên tục, công bố đầy đủ báo cáo tài chính kiểm toán từ năm 2017 đến năm 2021. Kết quả thu được 184 công ty, tương ứng với bộ dữ liệu bảng cân bằng gồm 920 quan sát ($184 \times 5$).

2. Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình của các công ty niêm yết trên HOSE giai đoạn 2017–2021 là bao nhiêu và biến động thế nào?
Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trung bình toàn giai đoạn đạt 11,92% (giá trị nhỏ nhất là 0,015%, lớn nhất là 143,61%, độ lệch chuẩn 0,14734). Xu hướng biến động hàng năm giảm dần: 13,98% (năm 2017), 12,03% (năm 2018), 11,32% (năm 2019), 11,43% (năm 2020) và 10,85% (năm 2021).

3. Vì sao tác giả lựa chọn mô hình hiệu ứng cố định (FEM) thay vì Pooled OLS hay REM?
Kết quả kiểm định Redundant Fixed Effects Test cho giá trị $F = 10,628$ ($p\text{-value} < 2,2 \times 10^{-16} < 0,05$), bác bỏ giả thuyết $H_0$, chứng minh FEM phù hợp hơn Pooled OLS. Tiếp đó, kiểm định Hausman Test cho giá trị $\chi^2 = 39,475$ ($p\text{-value} = 1,586 \times 10^{-6} < 0,05$), bác bỏ giả thuyết $H_0$, khẳng định mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM.

4. Những nhân tố nào có tác động có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt trong khóa luận?
Có 4 nhân tố có ý nghĩa thống kê và đều tác động cùng chiều: Vốn lưu động ròng NWC ($\beta = 0,51895; p < 0,001$), Dòng tiền CF ($\beta = 0,19855; p < 0,001$), Đòn bẩy tài chính LEV ($\beta = 0,30578; p < 0,001$) và Thời gian hoạt động AGE ($\beta = 0,09168; p < 0,1$). Ba nhân tố Quy mô (SIZE), Lợi nhuận (ROA) và Chi trả cổ tức (DIV) không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.

5. Vì sao đòn bẩy tài chính (LEV) lại có mối tương quan dương với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt?
Theo tác giả, kết quả này phù hợp với Lý thuyết đánh đổi và các phát hiện của Ferreira và Vilela (2003) cùng Ogundipe và cộng sự (2012). Khi doanh nghiệp gia tăng tỷ lệ nợ phải trả trên tổng tài sản, nguy cơ và xác suất kiệt quệ tài chính tăng cao; do đó, các công ty niêm yết buộc phải chủ động tích lũy và duy trì lượng tiền mặt cao hơn nhằm đảm bảo thanh toán các khoản nợ đến hạn và giảm thiểu rủi ro phá sản.

Kết luận

Khóa luận của tác giả Nguyễn Thị Khánh Ly đã thực hiện đánh giá thực nghiệm tác động của 7 nhân tố đến tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tại 184 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn HOSE giai đoạn 2017–2021 thông qua dữ liệu bảng cân bằng 920 quan sát. Bằng việc ứng dụng mô hình hiệu ứng cố định (FEM) kết hợp xử lý khuyết tật bằng ma trận hiệp phương sai nhất quán trên phần mềm R, nghiên cứu chỉ ra rằng vốn lưu động ròng, dòng tiền, đòn bẩy tài chính và thời gian hoạt động có mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê với tỷ lệ dự trữ tiền mặt. Các kết quả thực nghiệm này cung cấp cơ sở dữ liệu quan trọng cho các nhà quản trị tài chính trong việc cân đối chính sách thanh khoản, tối ưu hóa vòng quay vốn lưu động và lập kế hoạch ngân sách dòng tiền an toàn.