Mối Quan Hệ Giữa Việc Nắm Giữ Tiền Mặt Và Kỳ Hạn Nợ Trong Trường Hợp Hạn Chế Tài Chính: Nghiên Cứu Thực Nghiệm Tại Việt Nam đã chia sẻ đến cho các bạn nguồn tài liệu hoàn toàn hữu ích đáng để xem và theo dõi. Nếu các bạn có nhu cầu cần tải bài mẫu này vui lòng nhắn tin nhanh qua zalo/telegram : 0932.091.562 để được hỗ trợ tải nhé!

1. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
-----------0o0-----------
TRẦN PHƯƠNG THẢO
MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ
HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM
Tham khảo thêm tài liệu tại Luanvanpanda.com
Dịch Vụ Hỗ Trợ Viết Thuê Tiểu Luận,Báo Cáo
Khoá Luận, Luận Văn
ZALO/TELEGRAM HỖ TRỢ 0932.091.562
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. HỒ CHÍ MINH - 2022

2. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
-----------0o0-----------
TRẦN PHƯƠNG THẢO
MỐI QUAN HỆ GIỮA VIỆC NẮM GIỮ TIỀN MẶT VÀ KỲ
HẠN NỢ TRONG TRƯỜNG HỢP HẠN CHẾ TÀI CHÍNH:
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã ngành: 8340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS.TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO
TP. HỒ CHÍ MINH -2022

3. LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu khoa học của riêng tôi dựa trên sự
hướng dẫn của PGS.TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo. Các thông tin và số liệu trong bài
nghiên cứu có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể. Kết quả nghiên cứu là trung thực và chưa
được công bố trong bất kỳ công trình nghiên cứu nào.
Tp Hồ Chí Minh, Ngày 19 tháng 03 năm 2019
Người thực hiện
Trần Phương Thảo

4. MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN ......................................................................................................................3
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT...........................................................................................5
DANH MỤC BẢNG .................................................................................................................6
TÓM TẮT..................................................................................................................................7
CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI..........................................................................................1
1.1 Lý do chọn đề tài:.............................................................................................................1
1.2 Mục tiêu nghiên cứu: .......................................................................................................2
1.3 Phương pháp nghiên cứu: ................................................................................................3
1.4 Kết cấu nghiên cứu: .........................................................................................................3
CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY...................................................4
2.1 Khung lý thuyết................................................................................................................4
Động cơ nắm giữ tiền mặt:.................................................................................................4
Lý thuyết về quyết định nắm giữ tiền mặt:.........................................................................5
Phân loại các công ty hạn chế tài chính..............................................................................7
2.2 Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc kì hạn nợ và việc nắm giữ tiền
mặt:.........................................................................................................................................9
CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU.....................................................................18
3.1 Mô hình nghiên cứu .......................................................................................................18
3.1.1 Mô hình 1: Mô hình nắm giữ tiền mặt ....................................................................18
3.1.2 Mô hình 2: Mô hình kỳ hạn nợ................................................................................21
3.2 Dữ liệu nghiên cứu.........................................................................................................23
3.3 Phương pháp ước lượng.................................................................................................31
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM .......................................................32
4.1 Kết quả kiểm định mô hình 1.........................................................................................32
4.2 Kết quả hồi quy mô hình 2:............................................................................................36
4.3 Kết quả hồi quy phương trình đồng thời:.......................................................................38
4.4 Hồi quy theo phân loại công ty hạn chế tài chính ..........................................................41
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ....................................................................44
TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC

5. DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
TỪ VIẾT TẮT TÊN TIẾNG ANH ĐẦY ĐỦ TIÊN TIẾNG VIỆT ĐẦY ĐỦ
EMU Euro Monetary Union Khối Liên minh Kinh tế và
Tiền tệ
FEM Fix Effect Model Mô hình hiệu ứng cố định
REM Random Effect Model Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên
GMM Generalized Method of
Moments
Phương pháp ước lượng tổng
quát hóa thời điểm
HNX Ha Noi Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán Hà
Nội
HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán
thành phố Hồ Chí Minh
KH Depreciation Khấu hao
OLS Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ
nhất
S-GMM System Generalized Method of
Moments
Phương pháp ước lượng tổng
quát hóa thời điểm hệ thống
TSCĐ Fixed assets Tài sản cố định
VCSH Owners' equity Vổn chủ sở hữu

6. DANH MỤC BẢNG
Bảng 3.1: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình tiền mặt.................................................20
Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình kỳ hạn nợ..............................................22
Bảng 3.3: Tóm tắt cách tính biến và nguồn dữ liệu:.....................................................24
Bảng 3.4: Thống kê mô tả các biến ..............................................................................27
Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình...............................29
Bảng 4.1: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm giữ tiền mặt 32
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình kỳ hạn nợ.............37
Bảng 4.3: Hồi quy khi ước tính một hệ phương trình bằng phương pháp System GMM
.......................................................................................................................................39
Bảng 4.4: Phân loại công ty hạn chế tài chính..............................................................42

7. TÓM TẮT
Bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong
trường hợp hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam” nhằm xem
xét ảnh hưởng của kỳ hạn nợ và việc nắm giữ tiền mặt của 489 công ty phi tài chính
niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở
Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX). Theo nghiên cứu của (Brick and Liao 2017)
kết quả cho thấy mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ
và mối quan hệ này tương quan cùng chiều mạnh nhất giữa các công ty hạn chế tài
chính. Tuy nhiên, kết quả phân tích mẫu nghiên cứu ở Việt Nam bằng phương pháp
System GMM đưa ra bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và
kỳ hạn nợ của doanh nghiệp là mối tương quan ngược chiều nhưng tác động qua lại
lẫn nhau đặc biệt là ở các công ty bị hạn chế tài chính. Điều này cho rằng đối với các
doanh nghiệp ở Việt Nam khi tình hình công ty khó khăn đặc biệt là sau giai đoạn
khủng hoảng kinh tế toàn cầu thì công ty sẽ khó tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngoài
đặc biệt là vay nợ dài hạn nên công ty sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ từ lợi
nhuận giữ lại để tăng lượng tiền mặt nắm giữ. Tuy nhiên đó chỉ là phản ứng ngắn hạn
với động cơ giao dịch và động cơ phòng ngừa rủi ro thanh khoản. Vì vậy, mà các
doanh nghiệp ở Việt Nam nên đưa ra mức nắm giữ tiền mặt tối ưu và cân đối việc sử
dụng nợ vay để giúp doanh nghiệp phòng ngừa rủi ro trong dài hạn.
Từ khóa: nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ, hạn chế tài chính, System GMM.

8. ABSTRACT
"The relationship between cash holding and debt maturity in case of financial
constraints: empirical research in Vietnam" to consider the impact of debt maturity
and cash holding of 489 non-financial companies listed on Ho Chi Minh City Stock
Exchange (HOSE) and Hanoi Stock Exchange (HNX). According to the study of
(Brick and Liao 2017) the results show a significant positive relationship between
cash holdings and debt maturity and this relationship is positively correlated between
financial constraining companies. However, the results of research samples in
Vietnam by System GMM method provide evidence that the relationship between
cash holding and debt maturity of enterprises is is negative correlation especially in
financially constrained companies. This suggests that for businesses in Vietnam when
the company situation is difficult, especially after the global economic crisis, the
company will be difficult to access external funding, especially long-term debt. So the
company will prioritize the use of internal capital from retained earnings to increase
the holding amount. However, it is only a short-term reaction to trading engine and
liquidity risk prevention engine. Therefore, enterprises in Vietnam should offer
optimal cash holding and balance the use of debt to help businesses prevent risks in
the long term.
Key: Cash Holding, Debt Maturity, financial constraints, System GMM.

9. 1
CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
1.1 Lý do chọn đề tài:
Tiền mặt là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến mọi hoạt động kinh
doanh của một doanh nghiệp. Trong bảng cân đối kế toán thì tiền mặt là tài sản ngắn
hạn có tính thanh khoản cao nhất và tác động trực tiếp đến việc hoạch định tài chính
của doanh nghiệp. Trước khi thực hiện bất kì quyết định nào liên quan đến đầu tư hay
phân phối, nhà quản trị luôn cố gắng gia tăng việc nắm giữ tiền mặt và các khoản
tương đương tiền. Dòng tiền của một doanh nghiệp chủ yếu đến từ hoạt động sản xuất
kinh doanh, hoạt động tài chính (huy động vốn nợ hoặc vốn cổ phần) và phần nào đó
là hoạt động đầu tư. Theo lý thuyết trật tự phân hạng của (Myers and Majluf 1984),
thứ tự nguồn vốn mà doanh nghiệp sẽ ưu tiên sử dụng là lợi nhuận giữ lại, tiếp đến là
vốn vay và cuối cùng là phát hành vốn cổ phần. Hiện nay, với việc thị trường chứng
khoán Việt Nam vẫn chưa thật sự phát triển trong khi thị trường trái phiếu không mấy
phổ biến thì vốn vay ngân hàng là một nguồn tài trợ tương đối lý tưởng với các doanh
nghiệp. Tuy nhiên, xu hướng chung của các doanh nghiệp là ưa thích sử dụng nợ ngắn
hơn hơn là nợ dài hạn. Nguyên nhân chính dẫn đến tình trạng này là do xếp hạng tín
dụng hầu hết các doanh nghiệp còn thấp trong khi rủi ro biến động lãi suất trong dài
hạn ở các quốc gia đang phát triển như Việt Nam là tương đối cao. Bên cạnh đó, việc
sử dụng công cụ nợ cùng đòi hỏi doanh nghiệp cần phải có năng lực tốt trong việc
quản trị dòng tiền để hoàn thành nghĩa vụ lãi vay cũng như nợ gốc. Thông thường khi
có một khoản nợ sắp đáo hạn, doanh nghiệp sẽ để ra một nguồn tiền riêng dùng cho
việc thực hiện nghĩa vụ thanh toán trong tương lai. Tuy vậy, điều này sẽ phần nào
khiến cho việc sử dụng nguồn vốn của doanh nghiệp thiếu hiệu quả.
Trên thế giới hiện nay đã có nhiều bài nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu về mối quan
hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ đáo hạn của việc vay nợ. Cụ thể là (Harford, Klasa et
al. 2014) dựa trên quan điểm giả sử công ty không được tái tài trợ bằng cách vay nợ,
thì lượng tiền mặt nắm giữ lớn sẽ giúp doanh nghiệp tăng khả năng thanh khoản
không phải bán các tài sản sẵn có. Chính vì vậy, lượng nợ sắp đáo hạn càng lớn thì

10. 2
doanh nghiệp càng có xu hướng năm giữ nhiều tiền mặt hơn và ngược lại. Nghiên cứu
này cho thấy mối quan hệ giữa khoản vay dài hạn tới hạn trả (đại diện cho kỳ hạn nợ)
và nắm giữ tiền mặt tác động lẫn nhau. Bài nghiên cứu gần đây nhất (Brick and Liao
2017) sử dụng phương pháp ước lượng GMM cũng đưa ra kết quả tương tự về mối
quan hệ giữa kỳ hạn nợ và nắm giữ tiền mặt đặc biệt là đối với các công ty hạn chế tài
chính.
Việt Nam là thị trường mới nổi có tốc độ tăng trưởng kinh tế tương đối mạnh mẽ
trong nhiều năm trở lại đây với số lượng doanh nghiệp tăng lên đáng kể. Như đã đề
cập ở trên, với việc thị trường vốn tại Việt Nam chưa thật sự phát triển thì kênh tín
dụng ngân hàng vẫn đóng vai trò quan trọng đối với hoạt động của các doanh nghiệp.
Hiện nay cũng đã có khá nhiều nghiên cứu ở Việt Nam xem xét về chủ đề hành vi
nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp. Tuy nhiên chưa có nhiều nghiên cứu xem xét kỳ
hạn nợ và mối quan hệ giữa yếu tố này với việc nắm giữ tiền. Thêm vào đó, việc xem
xét mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp với kỳ hạn nợ, đặc
biệt là sau giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu, sẽ có những đóng góp nhất định
vào cơ sở lý thuyết tại Việt Nam. Trên cơ sở đó, tác giả tiến hành thực hiện nghiên
cứu: “Mối quan hệ giữa việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ trong trường hợp
hạn chế tài chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam” nhằm xem xét ảnh
hưởng của kỳ hạn nợ và việc nắm giữ tiền mặt ở các công ty phi tài chính trên Sở
Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở Giao Dịch Chứng
Khoán Hà Nội (HNX) từ năm 2008 đến năm 2017.
1.2 Mục tiêu nghiên cứu:
- Thứ nhất, nghiên cứu mối quan hệ giữa kỳ han nợ và lượng tiền mặt nắm giữ
trong doanh nghiệp.
- Thứ hai, trong trường hợp hạn chế tài chính, kỳ hạn nợ và lượng tiền mặt nắm
giữ trong doanh nghiệp tác động qua lại lẫn nhau.

11. 3
1.3 Phương pháp nghiên cứu:
- Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu bảng của các công ty phi tài
chính được niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh
(HOSE) và Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn nghiên cứu
10 năm từ 2008-2017.
- Các chỉ số tài chính được tác giả thu thập trong các báo cáo tài chính đã qua
kiểm toán và báo cáo thường niên thông qua Stock Plus và Thomson Reuters
Eikon.
- Nghiên cứu thực nghiệm được đo lường bằng phương pháp hồi quy Pooled
OLS, FEM, REM và phương pháp ước lượng tổng quát hóa thời điểm (System
Generalised Method of Moments – System GMM) được sử dụng để giải quyết vấn
đề nội sinh trong mô hình ước lượng trên phần mềm STATA15.
1.4 Kết cấu nghiên cứu:
Bài nghiên cứu gồm 5 phần:
- Chương 1 - Giới thiệu đề tài: Ở chương này tác giả trình bày lý do chọn đề
tài, mục tiêu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu cũng như kết cấu nghiên cứu.
- Chương 2 - Tổng quan các nghiên cứu trước đây: Trong chương này tác giả
trình bày lý thuyết nền tảng về vấn đề đề nắm giữ tiền mặt. Sau đó tổng hợp những
điểm nổi bật của các bài nghiên cứu trước đây có liên quan đến mối quan hệ giữa
việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ.
- Chương 3 - Phương pháp nghiên cứu: Trình bày phương pháp nghiên cứu,
nguồn dữ liệu, cách thu thập xử lý số liệu, biến, mô hình.
- Chương 4 - Kết quả nghiên cứu ở Việt Nam: Trình bày kết quả thu được từ
thực nghiệm ở Việt Nam về mối quan hệ giữa nợ tới hạn và việc nắm giữ tiền mặt
của các công ty hạn chế tài chính.
- Chương 5 - Kết luận và khuyến nghị: Tổng kết lại vấn đề nghiên cứu,
khuyến nghị cho các công ty Việt Nam, hạn chế đề tài.

12. 4
C H Ư ƠN G 2 .CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1 Khung lý thuyết
Động cơ nắm giữ tiền mặt:
Tiền mặt đóng vai trò cực kì quan trọng đối với hoạt động của mỗi doanh nghiệp.
Doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt vì một số động cơ chính như: động cơ giao dịch, động
cơ phòng ngừa, động cơ đầu cơ, động cơ về thuế.
Động cơ giao dịch của nắm giữ tiền mặt liên quan đến nhu cầu tiền mặt cần dùng để
trang trải các chi phí quản lý và để đáp ứng cho các hoạt động kinh doanh thường
xuyên của doanh nghiệp (Keynes 1936). Điều này được giải thích cụ thể như sau:
Trong thực tế kinh doanh hiện nay, các doanh nghiệp bán hàng và cung cấp dịch vụ
theo chính sách tín dụng thương mại.Nên trong khi chưa đến hạn thanh toán từ khách
hàng doanh nghiệp có thể sẽ bị thiếu hụt tiền mặt.
Do đó, với lượng tiền mặt nắm giữ sẵn có, doanh nghiệp sẽ đảm bảo cho hoạt động
quản lý và kinh doanh được tiến hành một cách bình thường, suôn sẻ và tránh những
chi phí phát sinh cũng như những bất lợi do tình trạng thiếu tiền mặt.
Ngoài mục đích giao dịch thì bên cạnh đó nắm giữ tiền mặt còn vì động cơ phòng
ngừa, các doanh nghiệp cần tích trữ tiền mặt để tự bảo vệ mình chống lại những cú
sốc tài chính bất ngờ xảy ra. Và còn có thể tránh được việc sử dụng nguồn vốn bên
ngoài với chi phí cao hơn do vấn đề thông tin bất cân xứng trong công ty. Vì vậy
những công ty có xảy ra vấn đề bất cân xứng thông tin thường nắm giữ tiền mặt nhiều
hơn. Ngoài ra, tính thanh khoản cao sẽ làm giảm khả năng gánh chịu các chi phí kiệt
quệ tài chính nếu các hoạt động của doanh nghiệp không tạo ra dòng tiền đủ để đáp
ứng các khoản thanh toán nợ bắt buộc (Faulkender and Wang 2006).
(Keynes 1936) trong lý thuyết về sự ưa thích tiền mặt cho rằng tiền là phương tiện cất
giữ và là động cơ đầu cơ, nhu cầu này phụ thuộc vào kỳ vọng của các chủ thể kinh tế

13. 5
đối với quá trình tăng lãi suất và kỳ vọng lãi suất dài hạn sẽ quyết định nên nắm giữ
tiền mặt hay nắm giữ chứng khoán khác.
Động cơ về thuế thường phát sinh trong trường hợp các công ty đa quốc gia có nhiều
công ty con ở nước ngoài, họ phải gánh chịu một khoản thuế quá lớn khi chuyển tiền
từ công ty con về công ty mẹ, do đó, để tránh khoản thuế này, các công ty con sẽ nắm
giữ lượng tiền mặt lớn thay vì chuyển về cho công ty mẹ. (Foley, Hartzell et al. 2007)
cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng các công ty đa quốc gia ở Mỹ thực
sự giữ tiền mặt nhiều hơn ở các công ty con ở nước ngoài. Ngoài ra, các cổ đông của
những công ty đa quốc gia thì cổ tức của họ bị đánh thuế hai lần. Một lần là thuế thu
nhập doanh nghiệp và một lần là thuế thu nhập cá nhân đánh trên cổ tức cổ đông nhận
được. Vì vậy để tránh được việc bị đánh thuế hai lần thì thay vì chia cổ tức cho cổ
đông các công ty thường giữ lại lượng tiền mặt lớn.
Lý thuyết về quyết định nắm giữ tiền mặt:
Trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu giải thích tại sao các công ty nắm giữ tiền mặt và
quyết định khối lượng của nó bằng nhấn mạnh trong các mô hình lý thuyết như lý
thuyết đánh đổi (Trade- off Theory) của (Myers 1977), lý thuyết trật tự phân hạng
(Pecking Order Theory) của (Myers and Majluf 1984) và lý thuyết dòng tiền tự do
(Free Cashflow Theory) của (Jensen 1986) cũng như trong các bằng chứng thực
nghiệm được xây dựng trên (Fazzari, Hubbard et al. 1988)
Lý thuyết đánh đổi (Myers, 1977)
Một mức tiền mặt tối ưu của doanh nghiệp được thiết lập dựa trên sự đánh đổi giữa
chi phí biên và lợi ích biên (Myers 1977). Thứ nhất, một công ty có sẵn tiền mặt có
thể đáp ứng đúng lúc các giao dịch của hoạt động sản xuất kinh doanh. (Miller and
Orr 1966) đưa ra kết luận nhu cầu về tiền mặt phát sinh khi một công ty phải gánh
chịu chi phí giao dịch liên quan đến chuyển đổi một tài sản tài chính phi tiền mặt
thành tiền và sử dụng tiền mặt để thanh toán. Theo (Opler, Pinkowitz et al. 1999),
(Bates, Kahle et al. 2009) công ty giữ tiền mặt cho hoạt động kinh doanh để đáp ứng
như cầu thanh toán hàng ngày. Thứ hai, các công ty nắm giữ tiền mặt để đối phòng

14. 6
ngừa rủi ro khi tiếp cận thị trường vốn với chi phí cao. (Opler, Pinkowitz et al. 1999)
thấy rằng các doanh nghiệp có dòng tiền rủi ro và khó khăn trong việc huy động
nguồn vốn tài trợ bên ngoài thì chính sách của công ty là nắm giữ tiền mặt. Trong thời
kỳ khủng hoảng kinh tế, các công ty cần phải nắm giữ tiền mặt nhiều hơn để tránh vay
nợ với chi phí huy động vốn cao và tính thanh khoản của tài sản trong giai đoạn này
cũng giảm xuống đáng kể. Chi phí biên của việc nắm giữ tiền mặt là sự khác nhau
giữa lợi ích có được khi nắm giữ tiền mặt và lãi suất mà công ty phải trả để tài trợ
thêm bằng tiền mặt. Vì vậy lý thuyết đánh đổi dự đoán mối tương quan cùng chiều
giữa giữa cơ hội đầu tư và quyết định nắm giữ tiền mặt.
Lý thuyết trật tự phân hạng (Myers and Majluf 1984)
Lý thuyết trật tự phân hạng của (Myers and Majluf 1984) cho rằng các doanh nghiệp
thích tài trợ nội bộ hơn tài trợ bên ngoài. Trật tự phân hạng là hậu quả của bất cân
xứng thông tin. Nhà quản lý biết về doanh nghiệp mình nhiều hơn các nhà đầu tư bên
ngoài, vì vậy để giảm thiểu vấn đề này công ty ưu tiên trước hết sử dụng lợi nhuận giữ
lại, tiếp theo là chuyển sang vay nợ, rồi đến các chứng khoán ghép như trái phiếu
chuyển đổi, sau đó cổ phần thường là phương án cuối cùng. Sử dụng lợi nhuận giữ lại
đầu tiên là do nguồn tài trợ này có thời gian huy động vốn ngắn và chi phí sử dụng
vốn thấp. Tiếp đến là nguồn tài trợ bên ngoài dưới hình thức nợ vay trước phát hành
cổ phần vì nợ vay có xu hướng gánh chịu ít chi phí do thông tin bất cân xứng thấp
hơn.
Nghiên cứu của (Dittmar, Mahrt-Smith et al. 2003) cũng ủng hộ quan điểm về lý
thuyết trật tự phân hạng đưa ra kết luận không có mức tiền mặt tối ưu. Khi doanh
nghiệp hoạt động tốt có dòng tiền lớn đủ để tài trợ cho các dự án đầu tư mới thì khi đó
doanh nghiệp trả nợ và tăng nắm giữ tiền mặt. Khi lợi nhuận không đủ để tài trợ cho
các dự án thì doanh nghiệp sẽ giảm lượng tiền mặt của họ sau đó mới vay nợ từ bên
ngoài nhưng sẽ hạn chế phát hành cổ phiếu vì chi phí cao.
Lý thuyết dòng tiền tự do (Jensen 1986)

15. 7
Ngoài hai lý thuyết trên giải thích về động cơ nắm giữ tiền mặt thì lý thuyết dòng tiền
tự do (Jensen 1986) cho rằng động cơ nắm giữ tiền mặt bắt nguồn từ mâu thuẫn giữa
cổ đông và nhà quản lý: vấn đề đại diện. Một mặt các nhà quản lý luôn muốn giữ lại
tiền mặt nhằm phục vụ mục đích cá nhân, điều này cho phép họ tăng sức mạnh của
mình để tuỳ ý quyết định các dự án đầu tư mới mà có thể dẫn đến vấn đề đầu tư quá
mức thậm chí là đầu tư vào các dự án có NPV âm. Đồng thời việc nắm giữ tiền mặt
cũng là do các nhà quản lý sợ rủi ro. Các nhà quản lý nắm giữ nhiều tiền mặt có thể để
phục vụ cho lợi ích cá nhân, hay để tăng lương, thưởng, bổng lộc của họ thay vì dùng
tiền đầu tư vào các dự án hiệu quả. Tuy nhiên các cổ đông thích chi trả cổ tức hơn giữ
lại lợi nhuận để đầu tư. Những hành động của nhà quản lý đều gây tổn hại đến lợi ích
của cổ đông.Vì vậy để tránh những hậu quả do nhà quản lý gây ra, cổ đông muốn giữ
một mức tiền mặt thấp hơn.
Phân loại các công ty hạn chế tài chính
(Kaplan and Zingales 1995) đưa ra định nghĩa một công ty bị hạn chế tài chính là nếu
công ty không thể huy động vốn từ nguồn tài trợ bên ngoài để thực hiện các quyết
định đầu tư mà công ty phải lựa chọn thực hiện nguồn tài trợ nội bộ đến từ lợi nhuận
giữ lại. Lý do dẫn đến vấn đề này là xảy ra tình trạng bất cân xứng thông tin dẫn đến
chi phí sử dụng nguồn vốn bên ngoài cao hơn nguồn vốn nội bộ.
Trong khi đó, (Almeida, Campello et al. 2004) đưa ra quan điểm rằng nếu một công ty
có khả năng tiếp cận và huy động nguồn vốn bên ngoài một cách thuận lợi thì công ty
đó được xem là công ty không bị hạn chế tài chính. Bên cạnh đó, (Korajczyk and
Levy 2003) cho rằng công ty bị hạn chế tài chính là khi không có đủ tiền để tài trợ cho
các cơ hội đầu tư trong tương lai và phát sinh vấn đề đại diện dẫn đến khó tiếp cận
nguồn vốn bên ngoài.
Một số phương pháp phân loại hạn chế tài chính hiện nay được sử dụng phổ biến
trương các bài nghiên cứu: chi trả cổ tức, quy mô công ty, tình trạng niêm yết trên thị
trường chứng khoán, chỉ số đo lường rủi ro phá sản Z-core, chỉ số KZ của (Kaplan and
Zingales 1995), chỉ số phân biệt hạn chế tài chính WW của (Whited and Wu 2006).

16. 8
Cụ thể là, nghiên cứu của (Fazzari, Hubbard et al. 1988) dựa trên tỷ lệ cổ tức trên thu
nhập để xác định công ty bị hạn chế tài chính. Công ty có tỷ lệ cổ tức trên thu nhập
càng thấp thì khả năng thanh toán thấp thì công ty đó bị hạn chế tài chính. Vì những
công ty không đủ nguồn vốn nội bộ bên trong để tài trợ cho các cơ hội đầu tư và đồng
thời cũng không có khả năng huy động vốn bên ngoài nên công ty có xu hướng chi trả
cổ tức thấp để đủ vốn nội bộ bù đắp cho nhu cầu thực hiện đầu tư. Tương tự (Almeida,
Campello et al. 2004) cũng cho rằng các công ty có tỷ lệ chi trả cổ tức thấp là các
công ty bị hạn chế tài chính.
Bên cạnh thước đo tỷ lệ chi trả cổ tức, nhiều nghiên cứu đã sử dụng quy mô công ty
mà đại diện là quy mô của tổng tài sản để thay cho tỷ lệ chi trả cổ tức để đo lường hạn
chế tài chính. Theo nghiên cứu của (Schiantarelli 1995) đưa ra kết luận các công ty có
quy mô nhỏ bị hạn chế tài chính nhiều hơn các công ty quy mô lớn. Lý do thứ nhất là
do công ty có quy mô nhỏ có ít tài sản thế chấp hơn nên khó vay nợ hơn công ty có
quy mô lớn. Lý do thứ hai, các công ty có quy mô nhỏ thường là các công ty mới
thành lập nên có ít thông tin về công ty ở ngoài thị trường vì vậy khó khăn trong việc
tiếp cận nguồn vốn. (Kadapakkam, Kumar et al. 1998) cho rằng tỷ lệ chi trả cổ tức
chưa phải là thước đo hạn chế tài chính chính xác mà đưa ra kết luận những công ty có
quy mô lớn sẽ có dễ dàng huy động nguồn tài trợ bên ngoài hơn so với các công ty có
quy mô nhỏ. Ngược lại, các công ty có quy mô nhỏ thường có nguồn vốn nội bộ ít hơn
và gặp khó khăn nhiều hơn trong việc phát hành cổ phần và vay nợ với chi phí khá
cao. (Whited and Wu 2006) cũng đưa ra kết luận những công ty không bị hạn chế tài
chính là những công ty có quy mô lớn và có tính thanh khoản cao. (Erickson and
Whited 2000), (Almeida, Campello et al. 2004), (Denis and Sibilkov 2009) cũng đã sử
dụng quy mô của tổng tài sản để phân loại công ty hạn chế tài chính. Cụ thể là, sắp
xếp giá trị sổ sách của tổng tài sản theo thứ tự quy mô từ lớn đến nhỏ, 1/3 công ty nằm
đầu bảng sẽ là công ty ít bị hạn chế tài chính và 1/3 công ty nằm dưới cùng của bảng
sẽ là những doanh nghiệp bị hạn chế tài chính.
Nghiên cứu của (Faulkender and Wang 2006) đưa ra lập luận rằng căn cứ vào quy mô
công ty và cả tình trạng niêm yết trên thị trường chứng khoán để đo lường hạn chế tài

17. 9
chính. (Faulkender and Wang 2006) đưa ra kết luận các công ty có quy mô nhỏ đồng
thời chưa được niêm yết sẽ bị hạn chế tài chính nhiều hơn vì có rất ít thông tin về công
ty được đưa ra bên ngoài. Bên cạnh đó, các công ty đã niêm yết do có quy mô lớn và
có nhiều thông tin trên thị trường hơn vì đó là điều kiện để phát hành cổ phiếu ra công
chúng nên sẽ ít bị hạn chế tài chính hơn.
Trong khi đó, (Gilchrist and Himmelberg 1995) và (Almeida, Campello et al. 2004)
dựa vào việc xếp hạng trái phiếu của các công ty để đo lường hạn chế tài chính. Và
đưa ra kết luận rằng những công ty bị hạn chế tài chính thì trái phiếu của công ty đó
không được xếp hạng và ngược lại là những công ty không bị hạn chế tài chính vì
những công ty có trái phiếu được xếp hạng tín nhiệm từ đó sẽ thuận lợi cho việc tiếp
cận với các nguồn vốn bên ngoài hơn.
Bên cạnh việc sử dụng các thước đo dựa trên đặc điểm công ty như chi trả cổ tức,
quy mô công ty, xếp hạng trái phiếu để xác định công ty bị hạn chế tài chính còn có
các chỉ số đo lường hạn chế tài chính KZ của (Kaplan and Zingales 1997), chỉ số phân
biệt hạn chế tài chính WW của (Whited and Wu 2006). Chỉ số KZ càng cao thể hiện
công ty bị hạn chế tài chính và ngược lại. Và cũng tương tự, chỉ số hạn chế tài chính
WW càng cao thể hiện doanh nghiệp có mức độ hạn chế tài chính ngày càng cao và
ngược lại.
Trong bài nghiên cứu này, tác giả nghiên cứu dựa trên tiêu chí quy mô của tổng tài sản
để đo lường để đo lường hạn chế tài chính theo nghiên cứu của (Erickson and Whited
2000), (Almeida, Campello et al. 2004), (Denis and Sibilkov 2009) và (Brick and Liao
2017).
2.2 Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cấu trúc kì hạn nợ và việc nắm
giữ tiền mặt:
Việc nắm giữ tiền mặt và cấu trúc kỳ hạn nợ là những quyết định quan trọng trong
chính sách tài trợ của doanh nghiệp và có sự đánh đổi giữa hai quyết định này.
(Ferreira, Vilela 2004) cho rằng mối quan hệ giữa vay nợ ngân hàng và nắm giữ tiền
mặt là ngược chiều. Nếu doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận nguồn vốn vay từ ngân hàng,

18. 10
doanh nghiệp sẽ nắm giữ ít lượng tiền mặt hơn vì lý do phòng ngừa. Tuy nhiên, không
cần thiết phải nắm giữ tiền mặt quá mức vì phải đánh đổi các lợi ích từ lá chắn thuế
của việc vay nợ.
Nắm giữ tiền mặt cho phép một công ty có thể tránh được việc sử dụng nguồn vốn bên
ngoài là nợ với chi phí sử dụng vốn cao. Vì vậy những công ty có xảy ra vấn đề bất
cân xứng thông tin dẫn đến giá trị công ty bị định giá sai thường nắm giữ tiền mặt
nhiều hơn. Điều này giúp công ty tránh bán tài sản hiện hữu để trả các khoản nợ tới
hạn hoặc có thể đầu tư vào các dự án cơ hội tăng trưởng cao. Ngoài ra, tính thanh
khoản cao sẽ làm giảm khả năng gánh chịu các chi phí kiệt quệ tài chính.
Theo lý thuyết chi phí đại diện cho rằng các khoản nợ đang hiện hữu tại doanh nghiệp
gây ra mâu thuẫn giữa chủ nợ và cổ đông và dẫn đến vấn đề phát sinh chi phí đại diện
của nợ. (Myers 1977) cho rằng vấn đề đại diện xảy ra khi phát hành nợ có thể được
giảm bằng cách rút ngắn kỳ hạn nợ. Vì kỳ hạn nợ ngắn hơn giúp các chủ nợ có thể có
được nhiều thông tin hơn dẫn đến tăng giám sát về người đi vay hơn và tránh được
tình trạng đầu tư dưới mức (ví dụ như nghiên cứu của James (1987), Lummer và
McConnell (1989), và Rauh và Sufi (2010)).Tóm lại, để giải quyết các vấn đề thông
tin bất cân xứng dẫn đế vấn đề đại diện, và đầu tư dưới mức thì doanh nghiệp nên cân
nhắc đồng thời đến mối quan hệ giữa kỳ hạn nợ và nắm giữ tiền mặt.
Kỳ hạn nợ được kỳ vọng có mối tương quan cùng chiều với nắm giữ tiền mặt. Kỳ hạn
nợ có liên quan đến rủi ro thanh khoản của doanh nghiệp, do đó các doanh nghiệp có
kỳ hạn nợ dài hơn sẽ phải nắm giữ tiền mặt nhiều hơn trong trường hợp doanh nghiệp
không thể thanh toán các khoản nợ cố định trong thời kỳ suy thúy thoái kinh tế
(Morris, 1992).
Barclay và Smith (1995) nghiên cứu ở 328 công ty trong khoảng thời gian từ 1980 đến
1989 cũng đưa ra bằng chứng cả công ty có xếp hạng tín dụng cao nhất và thấp nhất sẽ
phát hành nợ ngắn hơn trong khi các công ty có xếp hạng tín dụng trung bình sẽ phát
hành nợ dài hạn. Cũng có thể lập luận các công ty có xếp hạng tín dụng cao nhất thì
có khả năng tiếp cận vay tốt hơn, dự kiến các công ty này sẽ giữ ít tiền mặt hơn vì lý

19. 11
do phòng ngừa, điều này đưa ra lập luận kỳ hạn nợ có có ảnh hưởng đến việc nắm giữ
tiền mặt.
Nghiên cứu (Harford, Klasa et al. 2014) cho rằng khi một doanh nghiệp có tỉ lệ nợ đến
hạn càng cao cho thấy doanh nghiệp đang đứng trước áp lực tái tài trợ càng lớn, rủi ro
tái tài trợ càng cao, khi đó, để giảm rủi ro tái tài trợ, doanh nghiệp sẽ tăng lượng tiền
mặt nắm giữ nhằm hai mục đích: giảm nguy cơ đối diện với với tình trạng đầu tư dưới
mức và tăng khả năng thanh khoản của doanh nghiệp nếu phải đối diện với các khó
khăn khi tái tài trợ đặc biệt là các công ty bị hạn chế tài chính dựa trên giả thiết việc
nắm giữ tiền mặt cho phép một công ty làm giảm những tác động xấu từ rủi ro tái tài
trợ. Ví dụ, tiền mặt có sẵn có thể cho phép công ty tiếp tục đầu tư vào các dự án trong
tương lai. Giả sử công ty không được tái tài trợ, thì lượng tiền mặt nắm giữ lớn sẽ giúp
công ty không phải bán tài sản chính để trả các khoản vạy nợ tới hạn. Chính vì vậy mà
quyết định nắm giữ tiền mặt trong doanh nghiệp bị ảnh hưởng bởi kỳ đáo hạn của việc
vay nợ. Cũng chính tác giả này cho thấy mối quan hệ giữa rủi ro tái tài trợ mà đại diện
là khoản vay dài hạn tới hạn trả và nắm giữ tiền mặt là mối quan hệ qua lại lẫn nhau.
Q Sun (2014) nghiên cứu mẫu các công ty đại chúng ở Hoa Kỳ về động cơ nắm giữ
tiền mặt bằng cách phát triển một mô hình động của nợ dài hạn với rủi ro tài trợ. Khi
các công ty phải đối mặt với điều kiện tài chính không đảm bảo thì họ có hai lựa chọn
để duy trì sự linh hoạt nguồn vốn trong tương lai. Lựa chọn đầu tiên là giảm nợ được
giải thích bởi động cơ phòng ngừa. Lựa chọn thứ hai là cho phép vay nợ dài hạn. Với
nợ dài hạn, các công ty có thể và dùng khoản vay đó để xây dựng quỹ tiền mặt dự trữ
đảm bảo khả năng tín dụng cho tương lai. Điều này là có thể bởi vì nợ dài hạn không
cần phải trả đầy đủ trong giai đoạn tiếp theo, ngay cả khi công ty gặp rủi ro tín dụng.
Q Sun (2014) cũng đưa ra kết luận nắm giữ tiền mặt của công ty mối tương quan âm
theo thời gian đáo hạn của nợ. Bởi vì nợ dài hạn cung cấp nguồn vốn ổn định hơn nợ
ngắn hạn nên kỳ hạn nợ dài thì các công ty cần ít thanh khoản hơn để phòng ngừa rủi
ro tái cấp vốn. Tương tự như nghiên cứu của (Harford, Klasa et al. 2014) cho rằng các

20. 12
công ty tăng nắm giữ tiền mặt để giảm thiểu rủi ro tái cấp vốn do rút ngắn thời gian
đáo hạn nợ trong giai đoạn 1980-2008.
Ngoài ra, Diamond (1991, 1993) chứng minh rằng nợ ngắn hạn mang một chi phí
ngầm. Những công ty có đang gặp khó khăn về tài chính vì thông tin cá nhân của công
ty ảnh hưởng đến giá trị của cơ hội đầu tư không được phản ánh chính xác trên thị
trường hoặc đối với người cho vay. Do đó, Diamond cho rằng các công ty bị hạn chế
tài chính có nhiều khả năng tránh việc phát hành nợ ngắn hạn và sử dụng nợ dài hạn
để tăng cường dự trữ tiền mặt. Lập luận này gần giống với động cơ phòng ngừa trong
việc xác định nắm giữ tiền mặt (ví dụ: Jun và Jen 2003; (Almeida, Campello et al.
2004); (Bates, Kahle et al. 2009).
Ngược lại, Acharya et al. (2007) cho rằng các công ty có vấn đề bất cân xứng thông
tin nghiêm trọng có thể có động cơ để giữ tiền mặt và đồng thời đi vay nợ vì công ty
không muốn sử dụng dự trữ tiền mặt của họ cho các khoản đầu tư hiện tại. Acharya et
al. (2007) các công ty như vậy có thể gặp khó khăn trong việc huy động vốn bên ngoài
để đủ vốn đầu tư các dự án tương lai. Thay vào đó, các công ty có thể vay trước để tài
trợ cho nhu cầu đầu tư hiện tại và để có sự linh hoạt về tài trợ cho các khoản đầu tư
trong tương lai.
Hầu hết các nghiên cứu trước đây chỉ nghiên cứu một chiều tác động của kỳ hạn nợ
lên quyết định nắm giữ tiền mặt tại doanh nghiệp. Tuy nhiên (Brick and Liao 2017) đã
xem xét cả ảnh hưởng của các khoản nắm giữ tiền mặt đến kỳ hạn nợ và cũng như ảnh
hưởng của kỳ hạn nợ đối với việc nắm giữ tiền mặt. (Brick and Liao 2017) bằng cách
sử dụng mẫu của 11.729 công ty (76.928 quan sát năm của công ty) trong giai đoạn
1985-2013. Kết quả hồi quy mô hình phương trình đồng thời GMM cho có một mối
quan hệ tích cực giữa nắm giữ tiền mặt và đáo hạn nợ đối với các công ty phải đối mặt
với những hạn chế tài chính. Bên cạnh đó nghiên cứu cũng đưa ra cấu trúc đáo hạn nợ
của công ty bị tác động bởi những đặc điểm của công ty như đáo hạn tài sản, cơ hội
tăng trưởng, quy mô doanh nghiệp, đòn bẩy, chất lượng thể chế và văn hóa quốc gia
ảnh hưởng đến cơ cấu đáo hạn nợ. Phát hiện của các tác giả này bằng cách chỉ ra rằng

21. 13
nắm giữ tiền mặt rất hữu ích trong việc giúp tránh các cú sốc bất lợi đối với dòng tiền,
cuối cùng ảnh hưởng đến cấu trúc của kỳ hạn nợ.
(Brick and Liao 2017) dựa trên các động cơ phòng ngừa cho việc nắm giữ tiền mặt để
mở rộng nghiên cứu của mình đối với các công ty bị hạn chế về tài chính. Định nghĩa
công ty hạn chế tài chính được tác giả đề cập theo nhiều cách: (1) có nợ không được
xếp hạng; (2) quy mô doanh nghiệp nhỏ; (3) không trả cổ tức; trên mức trung bình của
chỉ số Whited-Wu; và trên mức trung bình của chỉ số Hadlock và Pierce Index. Brick
và Rose c. Liao (2016) cũng đưa ra kết luận tương tự cho các công ty hạn chế tài
chính sẽ vay nợ dài hạn để xây dựng dự trữ tiền mặt của công ty. Dự đoán này phù
hợp với các mô hình lý thuyết của Diamond (1991, 1993) và Q Sun (2014). Lập luận
này giống với động cơ phòng ngừa trong việc xác định mức tiền mặt nắm giữu tại
doanh nghệp (ví dụ (Almeida, Campello et al. 2004); (Bates, Kahle et al. 2009)).
Ngoài ra, trong bài nghiên cứu này, tác giả cũng đưa ra tác động của các yếu tố lên
việc nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh nghiệp. Thứ nhất, xem xét đến các yếu
tố ảnh hưởng đến nắm giữ tiền mặt của doanh nghiệp ngoài mối quan hệ với kỳ hạn
nợ. (Opler, Pinkowitz et al. 1999) xem xét các yếu tố quyết định nắm giữ tiền mặt với
mẫu dữ liệu từ thị trường chứng khoán Mỹ trong giai đoạn 1971-1994. Và đưa ra kết
quả rằng các công ty có cơ hội tăng trưởng cao, dòng tiền ổn định sẽ nắm giữ nhiều
tiền mặt hơn các công ty khác và ngược lại. Ferreira và cộng sự (2004) sử dụng dữ
liệu bảng cho giai đoạn 1987-2000 để nghiên cứu các yếu tố quyết định nắm giữ tiền
mặt của công ty ở các nước EMU. Tương tự với kết quả của (Opler, Pinkowitz et al.
1999), Ferreira và cộng sự (2004) tiền mặt nắm giữ có tương quan dương với cơ hội
đầu tư, dòng tiền và có tương quan âm với tài sản có tính thanh khoản, đòn bẩy và quy
mô. Guney (2007) cho rằng công ty nắm giữ tiền mặt nhiều hơn khi đòn bẩy hoặc là
rất thấp hoặc rất cao, mối quan hệ này là mối quan hệ phi tuyến tính.
(Bates, Kahle et al. 2009) cho rằng chi tiêu vốn dẫn đến làm tăng khả năng phát hành
nợ và giảm lượng tiền mặt dự trữ trong doanh nghiệp để mua tài sản mà tài sản đó có
thể đem thế chấp để tiếp tục sử dụng nợ.

22. 14
(Megginson and Wei 2010) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền
mặt trong các công ty cổ phần phát hành tư nhân của Trung Quốc từ năm 1993 đến
năm 2007. Thông qua phân tích hồi quy, (Megginson and Wei 2010) cho rằng những
công ty tăng trưởng cao thì nắm giữ tiền mặt nhiều. Nợ và việc nắm giữ tiền mặt có
tương quan ngược chiều nhau.
Ngoài ra, Nguyễn Thị Uyên Uyên & Từ Thị Kim Thoa (2017) nghiên cứu các doanh
nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến 2014 cũng cho thấy rằng những công ty bị
hạn chế tài chính nắm giữ tiền mặt nhiều cho việc phòng ngừa rủi ro. Bên cạnh đó
cũng cho thấy các yếu tố khác như biến động thu nhập, quy mô và cơ hội tăng trưởng
có tác động đến nắm giữ tiền mặt ở Việt Nam.
Từ các bài nghiên cứu trên, có thể thấy được rằng ngoài kỳ hạn nợ còn có nhiều yếu tố
khác ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt như biến động dòng tiền trong ngành, quy
mô, đòn bẩy, cơ hội đầu tư, tính thanh khoản, chi tiêu vốn.
Thứ hai, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các yếu tố bên trong lẫn bên ngoài ảnh
hưởng lên cấu trúc kỳ hạn nợ của doanh nghiệp như đòn bẩy, cơ hội tăng trưởng, tính
thanh khoản, chất lượng doanh nghiệp, kỳ hạn tài sản và quy mô doanh nghiệp. Ngoài
các yếu tố đặc thù trên thì có những yếu tố tác động từ thị trường như cơ cấu kỳ hạn
lãi suất, biến động lãi suất và thuế) có mức độ ảnh hưởng khác nhau đến thời gian đáo
hạn nợ ở mỗi quốc gia ở từng thời điểm cụ thể khác nhau.
Cụ thể, Leland và Toft (1996) cho thấy các công ty có đòn bẩy cao hơn có xu hướng
chọn thời gian đáo hạn nợ dài hơn và ngược lại. Đòn bẩy tối ưu phụ thuộc vào thời
gian đáo hạn nợ và thấp hơn rõ rệt khi công ty được tài trợ bằng nợ ngắn hạn.
Diamond (1991) dự đoán rằng vì rủi ro thanh khoản tăng theo đòn bẩy, nên các công
ty có nhiều đòn bẩy hơn sẽ có nợ với thời gian đáo hạn dài hơn. Do đó, các công ty có
nợ cao hơn nên có ít nhu cầu rút ngắn thời gian đáo hạn để giảm chi phí đại diện. Cả
hai yếu tố này đưa ra mối liên hệ tích cực giữa đòn bẩy và kỳ hạn nợ.

23. 15
Flannery (1986) cho rằng các công ty có tình hình tài chính tốt (các công ty tốt) sẽ
chọn vay nợ ngắn hạn hơn là những công ty có tình hình tài chính xấu (công ty xấu)
bởi vì họ có thể tận dụng lợi thế từ những nguồn tin tức trong tương lai. Vì các nhà
đầu tư họ tin rằng việc rút ngắn kỳ hạn nợ thể hiện việc công ty đầu tư có hiệu quả.
Ngược lại, những công ty tình hình tài chính xấu sẽ ưu tiên đi vay nợ dài hạn vì việc
vay nợ dài hạn có thể tránh làm rò rỉ thông tin ra bên ngoài làm cho công ty gặp khó
khăn trong việc tiếp tục vay nợ. Vì vậy, có thể thấy được rằng cấu trúc kì hạn nợ là
công cụ cung cấp tín hiệu về chất lượng cũng như tình hình tài chính của công ty ra
bên ngoài.
Sau đó, Diamond (1991) nghiên cứu về rủi ro thanh khoản và cấu trúc kỳ hạn nợ thấy
cả các công ty xếp hạn tín dụng thấp cũng thích vay nợ ngắn hạn do rủi ro thanh
khoản, và chỉ có các công ty xếp hạng tín dụng trung bình mới đi vay dài hạn.
Stohs và Mauer (1996) tìm thấy mối quan hệ tích cực giữa kỳ hạn và cơ hội tăng
trưởng của công ty. Tuy nhiên, các hệ số hồi quy trong Stohs và Mauer có khả năng
sai lệch và không nhất quán vì các hồi quy bao gồm các biến độc lập trong hồi quy
đáo hạn nợ là thước đo đòn bẩy (biến nội sinh) và cơ hội tăng trưởng. Khi Stohs và
Mauer (1996) loại trừ đòn bẩy khỏi phương trình, họ tìm thấy một mối tương quan âm
giữa kỳ hạn nợ và cơ hội tăng trưởng; cũng đưa ra kết luận cho rằng các công ty có
thu nhập bất thường lớn có xu hướng vay nợ ngắn hạn.
(Myers 1977) đã lập luận phù hợp giữa kỳ hạn của tài sản và kỳ hạn của nợ. Vì vấn đề
này giúp công ty tránh được vấn đề chi phí đại diện giữa cổ đông và chủ nợ.Ngoài ra,
Hart và Moore (1994) lập luận rằng nợ cần phải phù hợp với tỷ lệ khấu hao của tài sản
thế chấp. Tương tự Stohs và Mauer (1996) cũng đưa ra những kết luận tương tự về sự
phù hợp giữa kỳ hạn tài sản với kỳ hạn nợ. Điều này có nghĩa là, khi thời gian đáo hạn
nợ trước kỳ hạn của tài sản, dòng tiền thu được từ tài sản có thể không đủ để hoàn trả
nợ của khoản vay đó.
Nghiên cứu của Cai et al. (2008) nghiên cứu ở các quốc gia Châu Á cho rằng cũng
cho kết quả tương tự với nguyên tắc phù hợp cho cả tài sản cố định và kỳ hạn tài sản.

24. 16
Lewis (1990) cho rằng thuế không tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ. Khi doanh nghiệp
đưa ra mức vay nợ tối ưu và cấu trúc kỳ hạn nợ (tỷ lệ vay nợ dài hạn hay nợ ngắn
hạn) được chọn cùng lúc thì cấu trúc kỳ hạn nợ và thuế suất không có mối tương quan.
Scherr và Hulburt (2001) tìm thấy ít bằng chứng cho thấy tỷ suất thuế, các lựa chọn
tăng trưởng và sự bất cân xứng thông tin ảnh hưởng đến sự lựa chọn đáo hạn nợ của
các công ty nhỏ.
Ngô Văn Toàn, Phạm Thị Thu Hồng (2015) nghiên cứu mẫu các công ty niêm yết trên
sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2008-2013. Tác giả đưa ra bằng chứng
rằng các công ty bị hạn chế tài chính và không hạn chế tài chính có cấu trúc kỳ hạn nợ
khác nhau do có sự khác biệt về rủi ro thanh khoản.
Trong mô hình, các công ty phải đối mặt với các điều kiện tài chính không chắc chắn
và họ có hai lựa chọn để duy trì sự linh hoạt tài chính trong tương lai. Lựa chọn đầu
tiên là giảm nợ và tránh xa giới hạn vay. Điều này được giải thích bởi động cơ phòng
ngừa điển hình và nó tương tự như phát hiện của DeAngelo và Whited (2011) trong
đó các công ty chọn giữ đòn bẩy thấp để duy trì lựa chọn phát hành thêm nợ trong
tương lai. Lựa chọn thứ hai là tăng nợ dài hạn ngay bây giờ và giữ tiền huy động bằng
tiền mặt.
Acharya et al (2007) trong bài nghiên cứu “Is cash negative debt? A hedging
perspective on corporate financial policies” cũng chỉ ra mối mối liên hệ giữa tiền mặt
và nợ để tìm ra chính sách tài trợ tối ưu của công ty và có sự đánh đổi trong chính
sách. Các công ty bị hạn chế tài chính nếu nắm giữ tiền mặt nhiều sẽ giúp bù đắp cho
sự thiếu hụt trong dòng tiền cho các cơ hội đầu tư, còn giảm việc phát hành nợ là cách
hiệu quả hơn để thúc đẩy có nhiều cơ hội đầu tư hơn trong tương lai. Vì vậy các công
ty bị hạn chế tài chính thích nắm giữ tiền mặt nhiều hơn là giảm nợ hiện có khi nhu
cầu phòng ngừa rủi ro cao. Ngược lại nếu nhu cầu phòng ngừa rủi ro thấp thì thích
mức nợ thấp hơn là nắm giữ nhiều tiền mặt bằng cách sử dụng dòng tiền hiện có để
giảm nợ tồn đọng.

25. 17
Bên cạnh đó Acharya et al (2007) cũng đưa ra bằng chứng các công ty không bị hạn
chế tài chính thì không lo lắng về khả năng tài chính trong tương lai nên không có
động lực phòng ngừa rủi ro vì vậy cho kết quả tương tự sử dụng dòng tiền dư thừa để
giảm nợ hiện có.
Dựa trên khoảng trống nghiên cứu về mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt và
kỳ hạn nợ tại Việt Nam cũng như nền tảng lý thuyết từ các nghiên cứu trước, đặc biệt
là (Brick and Liao 2017), tác giả tiến hành xem xét thực trạng vấn đề này tại Việt
Nam. Trong khi nghiên cứu của (Brick and Liao 2017) sử dụng dữ liệu bảng không
cân đối (unbalanced data) thì tác giả tiến hành xem xét với mẫu quan sát là doanh
nghiệp ở 489 công ty phi tài chính ở Việt Nam trong giai đoạn 2008-2017, do đó bộ
dữ liệu của tác giả có tính cân đối cao hơn. Trong nghiên cứu (Brick and Liao 2017),
kết quả cho thấy thấy mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ
hạn nợ và mối quan hệ này tương quan cùng chiều mạnh nhất giữa các công ty hạn
chế tài chính. Tuy nhiên trong bài nghiên cứu này, tác giả nghi ngờ kết quả đó chưa
hẳn đã đúng với thị trường Việt Nam, đặc biệt là trong giai đoạn sau khủng hoảng tài
chính toàn cầu 2008. Về phương pháp nghiên cứu, tác giả thực hiện tương tự như các
công trình trước đó của (Brick and Liao 2017) với việc hồi quy dữ liệu bảng của 489
công ty phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian
10 năm (2008-2017) và có kiểm soát yếu tố nội sinh bằng phương pháp ước lượng
GMM.

26. 18
C H Ư ƠN G 3 .CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Mô hình nghiên cứu
Để xem xét mối quan hệ giữa quyết định nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ của doanh
nghiệp, tác giả sử dụng hai mô hình hồi quy chính trong đó tỷ lệ nắm giữ tiền mặt và
kỳ hạn nợ lần luợt là biến phụ thuộc. Bên cạnh đó, phương trình hồi quy của tác giả
còn sử dụng các biến độc lập như đòn bẩy tài chính (leverage), quy mô doanh nghiệp
(Size), chi tiêu vốn (Capex), cổ tức chi trả (Dividend), giá thị thị trường/giá trị sổ sách
(P/B), biến động dòng tiền của ngành (IndustySigma), kỳ hạn tài sản ( AssetMaturity)
đã được đề cập đến trong nghiên cứu (Brick and Liao 2017) hay (Harford, Klasa et al.
2014). Hai phương trình hồi quy chính được tác giả sử dụng trong nghiên cứu:
3.1.1 Mô hình 1: Mô hình nắm giữ tiền mặt
Mô hình được tác giả xây dựng nhằm kiểm tra xem sự gia tăng trong nắm giữ tiền mặt
có thể được giải thích bằng các đặc điểm của công ty hay không. Đầu tiên hồi quy liên
quan đến tỷ lệ tiền mặt với đặc điểm của công ty và điều tra xem liệu mô hình hồi quy
có thể giải thích sự gia tăng tỷ lệ tiền mặt thông qua những thay đổi trong đặc điểm
của công ty hay không đặc biệt là kỳ hạn nợ?
𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝐵𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 +
𝛽4𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑣𝑖𝑑𝑒𝑛𝑑𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 + 𝛽7𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑛𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡 + 𝜀𝑖,𝑡 (1)
Đối với mô hình nắm giữ tiền mặt, chúng tôi đo lường nắm giữ tiền mặt bằng cách
sử dụng tỷ lệ tiền mặt và khoản tương đương tiền trên tổng tài sản (Opler, Pinkowitz
et al. 1999) và bao gồm các biến kiểm soát trong mô hình như tỷ số giá trị thị trường
trên giá trị sổ sách của VCSH, chi tiêu vốn, quy mô công ty, chi trả cổ tức, biến
động dòng tiền trung bình ngành, tỷ lệ đòn bẩy như nghiên cứu của (Bates, Kahle et
al. 2009) và (Brick and Liao 2017).
Mô tả biến:
Biến phụ thuộc:

27. 19
CashHolding (tỷ lệ nắm giữ tiền mặt)
Kế thừa nghiên cứu của (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Almeida và Campello
2010), tác giả đo lường CashHolding như sau:
CashHolding = Tiền và các khoản tương đương tiền / Tổng tài sản.
Biến kiểm soát:
Debtmaturity (Kỳ hạn nợ)
Kỳ hạn nợ liên quan đến rủi ro thanh khoản, vì những công ty có nợ với kỳ đáo hạn
dài hơn sẽ nắm giữ tiền mặt nhiều hơn để phòng ngừa rủi ro thanh toán các khoản nợ
cố định khi đến hạn (Morris, 1992). Các nghiên cứu trước đây như Barclay và Smith
(1995), Ozkan (2000), Antoniou và cộng sự (2006) đưa ra cách đo lường tỷ lệ nợ dài
hạn trên tổng nợ.
Debtmaturity = Tỷ lệ nợ dài hạn/ Tổng nợ
Trong đó: Tổng nợ = Vay nợ ngắn hạn +Vay nợ dài hạn
Tỷ số P/B (giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của VCSH)
Trong các nghiên cứu trước đây giá trị thị trường đại diện cho cơ hội đầu tư của
doanh nghiệp. Trong bài nghiên cứu này, tác giả dựa trên nghiên cứu của Collins và
Kothari (1989) và Vidhan (2001) để đưa ra cách tính toán tỷ số P/B như sau:
P/B = Giá trị vốn hóa thị trường vào ngày cuối niên độ/ Giá trị sổ sách của
VCSH cuối niên độ
Size (Quy mô công ty)
Theo các nghiên cứu của (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Ferreira et al. 2004) cho
rằng các công ty có quy mô lớn dễ dàng tiếp cận với nguồn vốn bên ngoài với chi phí

28. 20
sử dụng vốn thâp hơn do đó thường có xu hướng nắm giữ ít tiền mặt hơn. Bài nghiên
cứu tác giả đo lường quy mô công ty bằng cách lấy logarit tự nhiên của Tổng tài sản.
Leverage (Tỷ lệ đòn bẩy)
𝐒𝐢𝐳𝐞 = 𝐥𝐧(𝐓ổ𝐧𝐠 𝐭à𝐢 𝐬ả𝐧)
Đòn bẩy được đo bằng tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng tài sản ít tiền và các khoản tương
đương (Opler, Pinkowitz et al. 1999) và (Ferreira et al. 2004):
Leverage = Tổng nợ / Tổng tài sản
Dividend (Tỷ lệ chi trả cổ tức)
Dividend = Giá trị cổ tức chi trả trong năm / Tổng tài sản
Capex: (Chi tiêu vốn)
Chi tiêu vốn là lượng tiền chi ra để mua sắm tài sản cố định và các tài sản dài hạn
khác cho công ty. Theo (Opler, Pinkowitz et al. 1999) cho rằng khi trong năm có hoạt
động chi tiêu mua sắm tài sản cố định sẽ làm giảm lượng tiền mặt nắm giữ của công ty
hiện có.
Capex = Tiền mua tài sản cố định và các tài sản dài hạn khác/ Tổng tài sản
IndustrySigma (Biến động dòng tiền trung bình ngành)
Tác giả đo lường sự biến động của dòng tiền bằng cách sử dụng độ lệch chuẩn của
tiền mặt trong ngành tính toán bằng cách sử dụng quy trình được đề xuất trong (Opler,
Pinkowitz et al. 1999). Đối với mỗi công ty, tác giả tính độ lệch chuẩn tỷ lệ tiền mặt
trong 5 năm của mẫu. Sau đó lấy mức trung bình trên từng ngành theo phân loại mã
ngành cấp 2 của NAICS.
IndustrySigma = Giá trị trung bình của độ lệch chuẩn của Dòng tiền từ hoạt
động kinh doanh/ tổng tài sản trên 5 năm đối với các doanh nghiệp trong cùng
ngành.
Bảng 3.1: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình tiền mặt

29. 21
Biến Giải thích ý nghĩa Dấu kỳ vọng
Debtmaturity
Kỳ hạn nợ đại diện là nợ dài hạn
trên tổng nợ
+
( tương quan dương)
PB
Tỷ số giá trị thị trường trên giá
trị sổ sách của VCSH
+
( tương quan dương)
Size Quy mô công ty
+
( tương quan dương)
Leverage Tỷ lệ đòn bẩy
+/-
( tương quan dương hoặc
âm)
Dividend Chi trả cổ tức
-
( tương quan âm)
Capex Chi tiêu vốn
-
( tương quan âm)
IndustrySigma
Biến động dòng tiền trung bình
ngành 5 năm
+
( tương quan dương)
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
3.1.2 Mô hình 2: Mô hình kỳ hạn nợ
𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 = 𝛼 + 𝛽1𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 + 𝛽2𝑃𝐵𝑖,𝑡 + 𝛽3𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 +
𝛽4𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 + 𝛽5𝑆𝑖𝑧𝑒2
𝑖,𝑡 + 𝛽6𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 + 𝛽7𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡 +
𝛽8𝐴𝑠𝑠𝑒𝑡𝑀𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡+ 𝜀𝑖,𝑡 (2)
Trong đó:
Biến phụ thuộc:
Debtmaturity đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ cũng được tính đo lường như mô hình
1.
Biến độc lập:

30. 22
Các biến tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ như CashHolding (Tỷ lệ nắm giữ tiền
mặt), Tỷ số P/B (Giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của VCSH), Size (Quy mô
công ty), Leverage (Tỷ lệ đòn bẩy), Dividend (Tỷ lệ chi trả cổ tức), Capex (Chi tiêu
vốn), IndustrySigma (Biến động dòng tiền trung bình ngành) có cách đo lường
tương tự như mô hình (1).
Ngoài ra, tác giả bổ sung thêm biến Asset Maturity (Kỳ hạn của tài sản). Theo
nghiên cứu của Stohs và Mauer (1996), Brick và Ravid (1985) và Terra (2011), kỳ
hạn tài sản của doanh nghiệp phải phù hợp với kỳ hạn của nợ. Nghĩa là kỳ hạn tài
sản có quan hệ dương với cấu trúc kỳ hạn nợ. Và được đo lường dựa trên nghiên cứu
của (Brick and Liao 2017) như sau:
AssetMaturity = (Tài sản cố định/KH) x (Tài sản cố định/Tổng tài sản)
+ ½ (Tài sản ngắn hạn/ Tổng tài sản).
Tuy nhiên sau khi thu thập dữ liệu tác giả nhận thấy rằng số liệu tính không đáng tin
cậy ở thị trường Việt Nam vì vậy tác giả quyết định loại biến kiểm soát
AssetMaturity ra khỏi mô hình nghiên cứu.
Bảng 3.2: Mô tả kỳ vọng biến trong mô hình kỳ hạn nợ
Biến Mô tả Dấu kỳ vọng của hồi quy
𝐷𝑒𝑏𝑡𝑚𝑎𝑡𝑢𝑟𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 Kỳ hạn nợ
𝐶𝑎𝑠ℎ𝐻𝑜𝑙𝑑𝑖𝑛𝑔𝑖,𝑡 Tiền và tương đương tiền
+
( tương quan dương)
𝑃𝐵𝑖,𝑡
Tỷ số giá trị thị trường trên giá
trị sổ sách của VCSH
-
( tương quan âm)
𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡 Quy mô công ty
+
( tương quan dương)
𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡 Tỷ lệ đòn bẩy
+/-
( tương quan dương hoặc âm)
𝑆𝑖𝑧𝑒2
𝑖,𝑡 Bình phương quy mô công ty -

31. 23
( tương quan âm)
𝐶𝑎𝑝𝑒𝑥𝑖,𝑡 Chi tiêu vốn
-
( tương quan âm)
𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑦𝑆𝑖𝑔𝑚𝑎𝑖,𝑡
Biến động dòng tiền trung bình
ngành 5 năm
-
( tương quan âm)
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp.
Sau khi xem xét mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ, bài nghiên cứu tiếp
tục kiểm định mối quan hệ này khác nhau như thế nào giữa công ty bị hạn chế và
không bị hạn chế về tài chính. Để phân tích tác động của hạn chế tài chính, tác giả
phân chia mẫu dựa vào nghiên cứu (Brick and Liao 2017) theo phương pháp phân loại
theo quy mô công ty.
Dựa vào giá trị sổ sách của tổng tài sản vào mỗi năm tài chính. Các công ty trong tứ
phân vị cuối của sự sắp xếp quy mô hàng năm được coi là hạn chế về tài chính. Cụ thể
là tác giả phân loại các công ty dựa trên quy mô tài sản của họ trong giai đoạn 2008
đến 2017 và chỉ định cho nhóm bị hạn chế về tài chính những công ty nằm trong 30%
dưới cùng (trên cùng) phân phối quy mô. Cách tiếp cận này giống với Erickson và
Whited (2000) cũng phân biệt giữa các nhóm các công ty bị hạn chế về tài chính. Lập
luận về quy mô công ty như một thước đo quan sát tốt về các hạn chế tài chính là các
doanh nghiệp nhỏ, ít được biết đến và do đó dễ bị ảnh hưởng bởi sự không hoàn hảo
của thị trường vốn.Sau khi phân loại công ty hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài
chính.
Sau đó tiến hành hồi quy phương trình 1 và phương trình 2 nhằm xem xét mối quan hệ
giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ theo hai mẫu công ty hạn chế tài chính và không
hạn chế tài chính.
3.2 Dữ liệu nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu bảng của các công ty phi tài chính
được niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và

32. 24
Sở Giao Dịch Chứng Khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn nghiên cứu 10 năm từ
2008-2017.
Bộ dữ liệu nghiên cứu không bao gồm các công ty có những đặc điểm sau:
• Thứ nhất, tác giả loại bỏ các công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính
như ngân hàng, tín dụng, chứng khoán, bảo hiểm…ra khỏi mẫu vì các công ty
này có tỷ lệ tiền mặt nắm giữ rất lớn làm ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.
• Thứ hai, tác giả loại bỏ những công ty không có đủ dữ liệu trong giai
đoạn nghiên cứu, bao gồm các trường hợp: niêm yết sau năm 2008; bị hủy
niêm yết trong giai đoạn nghiên cứu. Việc các công ty niêm yết sau năm 2008
hoặc bị hủy niêm yết sẽ không có đủ dữ liệu để quan sát, đặc biệt là trong
trường hợp lấy độ trễ các biến, từ đó sẽ ảnh hưởng đến kết quả hồi quy.
Sau khi tiến hành loại bỏ một số công ty dựa theo tiêu chí trên, mẫu dữ liệu cuối cùng
sử dụng trong bài nghiên cứu này gồm 489 công ty phi tài chính niêm yết trên sàn
HOSE và HNX, với 4890 quan sát từ năm 2008-2017 được thu thập trong các báo cáo
tài chính đã qua kiểm toán gồm bảng cân đối kế toán, báo cáo kết quả hoạt động kinh
doanh và báo cáo lưu chuyển tiền tệ, thuyết minh báo cáo tài chính và báo cáo thường
niên thông qua Stockplus và Thomson Reuters Eikon.
Bảng 3.3: Tóm tắt cách tính biến và nguồn dữ liệu:
Tên biến Cách tính Nguồn dữ liệu
CashHolding Tiền và các khoản tương đương tiền /
Tổng tài sản
Stockplus
Logcash Log (Tiền và các khoản tương đương
tiền / Tổng tài sản)
Stockplus
Dcash Logarit tự nhiên của (Tiền và các khoản
tương đương tiền năm t - Tiền và các
khoản tương đương tiền năm t-1/ Tổng
tài sản )
Stockplus

33. 25
Debtmaturity Nợ dài hạn / Tổng nợ Stockplus
PB Giá trị vốn hóa thị trường vào ngày cuối
niên độ/ Giá trị sổ sách của vốn chủ sở
hữu cuối niên độ
Thomson Reuters Eikon
và Stockplus
Capex Tiền mua tài sản cố định và các tài sản
dài hạn khác/ tổng tài sản
Stockplus
Size Logarit tự nhiên của Tổng tài sản Tác giả tính toán dựa
trên bộ dữ liệu
Size2
Bình phương của biến Size
Leverage Tổng nợ / Tổng tài sản Stockplus
Dividend Giá trị cổ tức chi trả trong năm / Tổng tài
sản
Stockplus
AssetMaturity (Tài sản cố định/KH) x (Tài sản cố
định/Tổng tài sản) + ½ ( Tài sản ngắn
hạn/ Tổng tài sản)
Stockplus
IndustrySigma Giá trị trung bình của độ lệch chuẩn của
Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh/ tổng
tài sản trên 5 năm đối với các doanh
nghiệp trong cùng ngành.
Thomson Reuters Eikon
- Stockplus1
.
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Bên cạnh đó, tác giả còn xem xét mối quan hệ giữa hành vi nắm giữ tiền mặt và kỳ
hạn nợ khi xuất hiện yếu tố hạn chế tài chính. Tác giả xếp hạng các công ty dựa trên
quy mô tài sản của họ trong giai đoạn 2008 đến 2017 và chỉ định cho nhóm bị hạn chế
về tài chính (không ràng buộc) những công ty nằm trong 30% dưới cùng (trên cùng)
phân phối quy mô. Cách tiếp cận này giống với Erickson và Whited (2000), người
cũng phân biệt giữa các nhóm các công ty bị hạn chế về tài chính và không bị ràng
1
Phân ngành các doanh nghiệp niêm yết trong bộ dữ liệu được tác giả tham chiếu từ Thomson
Reuters Eikon. Trong đó, tác giả sử dụng mã ngành cấp 2 của Hệ thống phân loại ngành Bắc Mỹ
(NAICS) là tiêu chí phân ngành. Sau khi các doanh nghiệp trong bộ dữ liệu được phân chia thành 15
ngành khác nhau, tác giả tiến hành tính biến IndustrySignma. Thông tin cụ thể về quá trình phân
ngành được tác giả thể hiện trong Bảng 1 phần Phụ lục.

34. 26
buộc về quy mô. Fama và French (2002) và Frank Goyal (2003) cũng liên kết quy mô
doanh nghiệp với mức độ ma sát tài chính bên ngoài. Lập luận về quy mô như một
thước đo quan sát tốt về các hạn chế tài chính là các doanh nghiệp nhỏ, ít được biết
đến và do đó dễ bị ảnh hưởng bởi sự không hoàn hảo của thị trường vốn.
Từ dữ liệu thu thập được, tác giả tiến hành thống kê mô tả các biến mà kết quả được
trình bày lần lượt trong bảng 3.4, bảng 3.5.

35. 27
Bảng 3.4: Thống kê mô tả các biến
Mean Std.Dev. Min. Max. Obs.
Debtmaturity 0.164 0.216 0 0.977 4890
Cashholding 0.104 0.115 0 0.961 4,890
Logcash -2.924 1.351 -9.893 -0.040 4,890
Dcash 0.009 0.090 -0.527 0.930 4401
IndustrySigma 0.103 0.018 0.032 0.204 2,934
PB 1.080 0.855 0.110 12.681 4,266
Size 26.826 1.452 21.154 31.922 4,890
Capex 0.060 0.083 -0.052 0.863 4,890
Leverage 0.554 0.259 0.002 1.000 4,890
Dividend 0.033 0.048 -0.054 0.734 4,890
Volatility 0.103 0.080 0 0.844 2,934
Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm Stata 15.0
Tác giả thống kê mô tả các biến của dữ liệu từ 489 công ty phi tài chính niêm yết trên
Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh ( HOSE) và Sở giao dịch chứng
khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 2008-2017. Bảng 3.4 trình bày kết quả thống kê
mô tả về giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và số quan
sát của các biến độc lập là biến phụ thuộc trong mô hình tiền mặt và kỳ hạn nợ.
Khi tiến hành so sánh với bài nghiên cứu của (Brick and Liao 2017) bảng 3.4 cho kết
quả thống kê mô tả dữ liệu có nhiều điểm tương đồng nhưng cũng có nhiều điểm khác
biệt. Đầu tiên kỳ hạn nợ (Debt Maturity) trung bình của doanh nghiệp phi tài chính ở
Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu đạt giá trị 16,4%, trong khi đó độ lệch chuẩn
cho thấy độ biến động của nợ dài hạn so với trung bình là 21,6%, con số này cao hơn
giá trị trung bình. Điều này cho thấy các đa số các khoản vay trong giai đoạn này là
khoản vay dài hạn. Bên cạnh đó giá trị thấp nhất của kỳ hạn nợ là 0 nghĩa là có những
doanh nghiệp không sử dụng nợ dài hạn, giá trị lớn nhất là 0.977 có nghĩa là doanh
nghiệp sử dụng nhiều nhất 97,7% nợ dài hạn trong cấu trúc vốn. Thứ hai, giá trị trung

36. 28
bình của nắm giữ tiền mặt (CashHolding) là 0.104 và giá trị thấp nhất là 0 và lớn nhất
là nắm giữ tiền mặt 96,1% trong tổng tài sản. Cho đến nay tất cả các biến số chính đều
khá tương đồng với số liệu thống kê của (Brick and Liao 2017). Tương tự như vậy với
giá trị trung bình của biến động dòng tiền theo ngành trong mẫu là 0.103 với độ lệch
chuẩn 0.018. Và biến động dòng tiền trong thời gian năm năm (Volatility) có giá trị
trung bình là 0.103.Quy mô công ty trung bình của toàn mẫu nghiên cứu là 26.826 dao
động từ 21.154 đến 31.922. Còn đối với các công ty trong bài nghiên cứu trước, dòng
tiền của các công ty dao động tương đối nhỏ, với giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất
tương ứng là 0.00 và 2.96.

37. 29
Bảng 3.5: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
DebtMaturity CashHolding IndustrySigma PB Size Capex Leverage Dividend Volatility
DebtMaturity 1.000
CashHolding -0.169***
1.000
IndustrySigma -0.171***
-0.054***
1.000
PB 0.004 0.210***
-0.072***
1.000
Size 0.334***
-0.089***
-0.074***
0.139***
1.000
Capex 0.324***
-0.078***
-0.054***
0.133***
0.076***
1.000
Leverage 0.084***
-0.225***
0.016 -0.161***
0.255***
-0.007 1.000
Dividend -0.132***
0.253***
-0.081***
0.399***
-0.107***
0.024**
-0.302***
1.000
Volatility -0.191***
0.060***
0.229***
-0.043**
-0.184***
-0.046**
-0.232 0.016 1.000
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm Stata 15.0

38. 30
Bảng 3.5 mô tả ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình. Kết quả trình
bày ở Bảng 3.5 cho thấy các hệ số tương quan khá nhỏ và không có hệ số tương quan
giữa hai biến lớn hơn 0,8 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Do vậy khi sử
dụng mô hình hồi quy sẽ ít có khả năng gặp hiện tượng tự tương quan giữa các biến
Mối tương quan giữa hai biến CashHolding và Debtmaturity là tương quan âm và mức
ý nghĩa thống kê là 1%. Điều này có nghĩa là các công ty sẽ gia tăng phát hành nợ dài
hạn để tài trợ cho các hoạt động đầu tư khi dự trữ tiền mặt tại doanh nghiệp đang ở
mức thấp và ngược lại, khi doanh nghiệp nắm giữ nhiều tiền mặt thì sẽ giảm huy động
nguồn tài trợ nợ dài hạn từ bên ngoài. Biến Industry sigma cũng có mối tương quan
âm với DebtMaturity và CashHolding đều ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Các công ty có
biến động dòng tiền trung bình ngành càng ít thì sẽ được đánh giá là công ty ổn định,
tăng trưởng từ đó có thể huy động nợ dài hạn nhiều để đầu tư vào các dự án.
Ngược lại, hệ số của PB tương quan dương so với DebMaturity tuy nhiên không có ý
nghĩa thống kê mà chỉ có ý nghĩa thống kê 1% so với Cashholding, kết quả này tương
tự như nghiên cứu của (Brick and Liao 2017). Hệ số tương quan của các biến kiểm
soát như Size, Capex và Leverage có tương quan dương so với DebMaturity với mức
ý nghĩa 1%. Điều này thể hiện những công ty có quy mô lớn, chi tiêu vốn nhiều và tỷ
lệ đòn bẩy cao thì sẽ vay nợ dài hạn càng nhiều. Ngược lại, hệ số tương quan giữa
biến CashHolding và biến kiểm soát Size là -0.089 với mức ý nghĩa thống kê 1%. Các
công ty có quy mô càng lớn thì càng ít dự trữ tiền mặt. Tương tự hệ số giữa hai biến
CashHolding và Capex là -0.078 với mức ý nghĩa thống kê 1% cho thấy khi công ty
có mức chi tiêu vốn cao thì công ty sẽ giảm lượng tiền mặt được nắm giữ và ngược
lại. Hệ số giữa Leverage với CashHolding là tương quan âm với mức ý nghĩa thống kê
1% chứng tỏ rằng những doanh nghiệp vay nợ càng nhiều thì ít nắm giữ tiền mặt hơn.
Bên cạnh đó, hệ số của biến kỳ hạn tài sản (Asset maturity) và Kỳ hạn nợ
(DebtMaturity) là tương quan dương 0.042 với mức ý nghĩa 1%. Điều này có nghĩa là
kỳ hạn tài sản và kỳ hạn nợ phải phù hợp với nhau như kết quả của các nghiên cứu
trước đây Stohs và Mauer (1996), Costa và cộng sự (2014). Cuối cùng là hệ số của độ
biến động dòng tiền trung bình 5 năm (Volatility) là 0.060 với mức ý nghĩa 1%. Điều

39. 31
này cho thấy các công ty có mức độ biến động dòng tiền càng cao thì xác xuất thiếu
tiền mặt nắm giữ càng cao khi dòng tiền trong doanh nghiệp giảm xuống bất ngờ.
3.3 Phương pháp ước lượng
Đầu tiên phải nói đến nghiên cứu của Antoniou et al. (2002) xem xét vấn đề nội sinh
trong mô hình hồi quy kỳ hạn nợ bằng cách sử dụng Phương pháp Tổng quát về
Moment (GMM) . Trước đó Ozkan (2000) có sử dụng phương pháp ước lượng GMM
tuy nhiên không phải giải quyết vấn đề nội sinh mà giải quyết sự không đồng nhất của
mẫu dữ liệu. Phương pháp ước lượng GMM system được phát triển bởi Arellano và
Bond (1991), Arellano and Bover (1995), mở rộng bởi Blundell and Bond (1998) and
Blundell và Bond (1998) có thể giảm thiểu ước lượng chệch cho mô hình hiệu ứng cố
định (FE model) và khắc phục được lỗi của OLS như hiện tượng tự tương quan,
phương sai thay đổi, hiện tượng nội sinh. Bên cạnh đó, các nghiên cứu cũng chỉ ra
rằng phương pháp ước lượng GMM System 2 bước (two-step system GMM) tối ưu
hơn trong việc xử lý hiện tượng nội sinh so với GMM system một bước (sử dụng ma
trận trọng số chưa tối ưu – sub optimal weighting matrix). Có thể thấy được mối quan
hệ giữa kỳ hạn nợ và các yếu tố quyết định kỳ hạn nợ tác động qua lại. Dựa trên bài
nghiên cứu của Stohs và Mauer (1996) cho rằng có khả năng sai lệch và không nhất
quán vì các hồi quy bao gồm các biến độc lập trong hồi quy đáo hạn nợ là thước đo
đòn bẩy (biến nội sinh. Tương tự (Brick and Liao 2017) cũng cho rằng có hiện tượng
nội sinh của các biến nắm giữ tiền mặt, kỳ hạn nợ và đòn bẩy. Do đó, mô hình GMM
system được đề xuất sử dụng trong trường hợp biến độc lập có dấu hiệu nội sinh.
Các kĩ thuật được sử dụng trong nghiên cứu bao gồm Pooled OLS, Fixed effects (FE),
Random effects (RE), System generalized methods of moments (System GMM). Dựa
trên nghiên cứu của Roodman (2006), tính phù hợp của các biến công cụ được sử
dụng trong ước lượng GMM được kiểm định thông qua Hansen test và Arellano-
Bond’s AR(2) test. Tất cả các kết quả ước lượng GMM system trong nghiên cứu đều
thỏa điều kiện không chệch khi Hansen test và AR (2) test đều không có ý nghĩa ở
mức 10%.

40. 32
C H Ư ƠN G 4 .CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM
4.1 Kết quả kiểm định mô hình 1
Đầu tiên, tác giả ước lượng mô hình (1) dựa trên nghiên cứu của (Brick and Liao
2017). Kiểm định để kiểm tra ảnh hưởng của các yếu tố ảnh hưởng lên quyết định
nắm giữ tiền mặt bằng phương pháp hồi quy OLS, Pooled OLS, Mô hình ảnh hưởng
cố định (Fixed Effect Model – FEM) và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random
Effect Model – REM).
Bảng 4.1: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm giữ tiền
mặt
Pooled OLS Pooled OLS robust
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
cashholding logcash Dcash cashholding logcash Dcash
Lag cash - - -0.199*** - - -0.199***
[0.015] [0.025]
Dcash - - -0.101*** - - -0.101***
[0.019] [0.033]
DebtMaturity -0.067*** -1.079*** -0.021** -0.067*** -1.079*** -0.021***
[0.011] [0.133] [0.008] [0.010] [0.136] [0.008]
PB 0.015*** 0.185*** 0.010*** 0.015*** 0.185*** 0.010***
[0.003] [0.032] [0.002] [0.005] [0.042] [0.003]
Size -0.003* 0.009 -0.0005 -0.003 0.009 -0.0005
[0.002] [0.019] [0.001] [0.002] [0.018] [0.001]
Leverage -0.077*** -0.907*** -0.022*** -0.077*** -0.907*** -0.022***
[0.008] [0.103] [0.006] [0.010] [0.112] [0.008]
Dividend 0.421*** 4.609*** -0.047 0.421*** 4.609*** -0.047
[0.050] [0.612] [0.038] [0.102] [0.916] [0.058]
Capex -0.115*** -0.989*** -0.094*** -0.115*** -0.989** -0.094***
[0.031] [0.376] [0.023] [0.026] [0.417] [0.021]
IndustrySigma -0.310*** -5.913*** -0.217** -0.310** -5.913*** -0.217**

41. 33
Constant
[0.113] [1.376] [0.085] [0.136] [1.400] [0.103]
0.232*** -2.247*** 0.072** 0.232*** -2.247*** 0.072**
[0.042] [0.514] [0.032] [0.046] [0.506] [0.032]
Observations 2,845 2,845 2,845 2,845 2,845 2,845
R-squared 0.153 0.148 0.108 0.153 0.148 0.108
Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0
Bảng 4.1 tổng hợp kết quả Pooled OLS sử dụng ba cách định nghĩa về biến phụ thuộc
nắm giữ tiền mặt như sau: (1) CashHolding: Tỷ lệ nắm giữ tiền mặt được xác định là
tỷ lệ tiền và tương đương tiền trên tổng tài sản; (2) Logcash: Logarit tự nhiên của tỷ lệ
trong cách tính (1); (3) Dcash: thay đổi trong nắm giữ tiền mặt. Tuy nhiên, kết quả mô
hình cho thấy không có sự khác biệt nhiều trong ba cách tính biến phụ thuộc nắm giữ
tiền mặt. Trong bài nghiên cứu này chúng tôi sẽ sử dụng cách đầu tiền là Casholding
sẽ đo lường bằng tỷ lệ tiền và tương đương tiền trên tổng tài sản theo nghiên cứu của
(Bates, Kahle et al. 2009) ở những mô hình sau.
Hệ số hồi quy của kỳ hạn nợ (DebtMaturity) và nắm giữ tiền mặt (CashHolding) trong
tất cả hồi quy ở Bảng 4.1 đều âm và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số tỷ lệ thị
trường trên sổ sách là 0.015 với ý nghĩa ở mức 1%, phù hợp với dự đoán lý thuyết trật
tự phân hạng và đánh đổi, các công ty có cơ hội đầu tư tốt hơn có tỷ lệ nắm giữ tiền
mặt lớn hơn. Kết quả này không hỗ trợ lý thuyết dòng tiền tự do nói rằng các nhà quản
lý của các công ty có cơ hội đầu tư kém sẽ nắm giữ nhiều tiền mặt hơn để đảm bảo có
sẵn tiền để đầu tư vào các dự án tăng trưởng. Ngoài ra, nắm giữ tiền mặt có tương
quan âm với quy mô doanh nghiệp, chi tiêu vốn, tỷ lệ đòn bẩy của công ty. Lưu ý rằng
về mặt lý thuyết đòn bẩy có thể ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt theo cả hai
chiều hướng. Một mặt, thanh toán cho các chủ nợ làm giảm khả năng tích lũy tiền mặt
của các công ty theo thời gian (Bates, Kahle et al. 2009). Đồng thời, Acharya et al.
(2007) và Gamba và Triantis (2008) cho rằng các công ty có đòn bẩy cao hơn sẽ nắm
giữ nhiều tiền mặt hơn vì lý do phòng ngừa rủi ro. Kết quả nghiên cứu của tác giả cho

42. 34
rằng đòn bẩy ảnh hưởng tiêu cực đến việc nắm giữ tiền mặt cũng tương tự như phát
hiện của (Bates, Kahle et al. 2009) và (Brick and Liao 2017). Đối với các biến kiểm
soát còn lại biến động dòng tiền trung bình ngành và chi trả cổ tức có ý nghĩa thống kê
tuy nhiên dấu của hệ số hồi quy ngược lại với nghiên cứu của (Brick and Liao 2017).
Hệ số biến động dòng tiền trung bình ngành là -0.31 với mức ý nghĩa 1%, có nghĩa là
các công ty có biến động dòng tiền cao hơn thì có ít tiền mặt hơn. Biến động dòng tiền
cao thường liên quan đến chi phí sử dụng vốn bình quân của doanh nghiệp WACC cao
nên là rất tốn kém chi phí để dự trữ tiền mặt vì lý do phòng ngừa. Kết quả này tương
tự như nghiên cứu của Ferreira và cộng sự (2004).
Để xác định tính chất cố định hay ngẫu nhiên của mô hình tác giả thực hiện kiểm định
Hausman Test, tác giả nhận thấy p-value =0.000 (<0.05) kết luận bác bỏ giả thuyết H0
(Không có tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên) và chọn mô
hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) phù hợp hơn.
Bằng chứng của hồi quy hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) cho kết quả gần như
tương tự với phương pháp Pooled OLS. Tương quan giữa biến kỳ hạn nợ và nắm giữ
tiền mặt vẫn là tương quan âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả đưa ra nếu
doanh nghiệp có tỷ lệ nợ dài hạn cao thì sẽ dự trữ tiền mặt ít. Cụ thể là, trong mô hình
(7) hệ số của kỳ hạn nợ là -0.049 với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là khi công ty tăng nắm
giữ tiền mặt lên 1% thì tỷ lệ nợ dài hạn đại diện cho kỳ hạn nợ sẽ giảm xuống 0.49%.
Kết quả này ngược lại so với nghiên cứu của (Brick and Liao 2017). Tuy nhiên hệ số
của tỷ lệ thị trường trên sổ sách và quy mô công ty có giá trị dương nhưng không có ý
nghĩa trong mô hình mô hình hiệu ứng cố định (FEM).
Bảng 4.1: (tiếp theo) Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình nắm
giữ tiền mặt

43. 35
FEM REM FEM REM FEM REM
(7) (8) (9) (10) (11) (12)
Cashholding Cashholding logcash logcash Dcash Dcash
Lag cash -0.753*** -0.199***
[0.028] [0.015]
Dcash 0.083*** -0.101***
[0.022] [0.019]
DebtMaturity -0.049*** -0.052*** -0.619*** -0.749*** -0.051*** -0.021**
[0.015] [0.012] [0.170] [0.147] [0.015] [0.008]
PB 0.004 0.008*** 0.062** 0.102*** 0.003 0.010***
[0.003] [0.002] [0.031] [0.029] [0.003] [0.002]
Size -0.004 -0.004* -0.100* -0.040 0.014*** -0.0005
[0.005] [0.003] [0.058] [0.031] [0.005] [0.001]
Leverage -0.019** -0.037*** -0.123 -0.333*** -0.008 -0.022***
[0.008] [0.008] [0.096] [0.091] [0.009] [0.006]
Dividend 0.104** 0.211*** 0.872 2.105*** -0.105** -0.047
[0.051] [0.046] [0.589] [0.542] [0.053] [0.038]
Capex -0.152*** -0.140*** -0.991*** -0.965*** -0.118*** -0.094***
[0.027] [0.026] [0.318] [0.307] [0.029] [0.023]
Industry
Sigma
0.039 -0.060 -1.215 -2.100 0.105 -0.217**
[0.126] [0.113] [1.465] [1.324] [0.131] [0.085]
Constant 0.227* 0.244*** -0.037 -1.520* -0.292** 0.072**
[0.137] [0.070] [1.594] [0.849] [0.143] [0.032]
Observations 2,845 2,845 2,845 2,845 2,845 2,845
R-squared 0.030 0.020 0.320
Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
Hausman test 58.69
0.000
67.01
0.000
494.53
0.000
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

44. 36
4.2 Kết quả hồi quy mô hình 2:
Bảng 4.2 trình bày kết quả hồi quy Pooled OLS, Mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
và Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) của mô hình các yếu tố tác động lên kỳ hạn
nợ của doanh nghiệp. Các biến kiểm soát được sử dụng trong hồi quy tương tự như
nghiên cứu của Johnson (2003). Tương tự như Barclay và Smith (1995), Cai và cộng
sự (2008), Lemma và Negash (2012), tác giả sử dụng tỷ lệ nợ dài hạn trên giá trị sổ
sách của nợ làm đại diện cho cấu trúc kỳ hạn nợ.

45. 37
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy Pooled OLS, FEM, REM của mô hình kỳ hạn nợ
Pooled OLS FEM REM
(2) (3) (4)
Debtmaturity Debtmaturity Debtmaturity
Leverage -0.022 -0.0003 -0.001
[0.014] [0.014] [0.013]
CashHolding -0.189*** -0.096*** -0.114***
[0.033] [0.033] [0.031]
PB -0.025*** -0.015*** -0.014***
[0.004] [0.004] [0.004]
AssetMaturity 0.000003 -0.000005 -0.0000004
[0.000] [0.000] [0.000]
Size -0.282*** 0.040 -0.097
[0.071] [0.143] [0.100]
Size2
0.006*** 0.001 0.003
[0.001] [0.003] [0.002]
Volatility -0.270*** 0.058 -0.017
[0.043] [0.048] [0.045]
Capex 0.865*** 0.253*** 0.348***
[0.063] [0.041] [0.041]
Constant 3.375*** -1.704 0.573
[0.963] [1.935] [1.358]
Observations 2,439 2,439 2,439
R-squared 0.254 0.113 0.10
Number of Identify 483 483
Prob > F 0.000 0.000 0.000
Hausman test 163.35
0.000
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0

46. 38
Tác giả thấy rằng mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là tương quan âm
và có ý nghĩa trong tất cả các mô hình trong Bảng 4.2. Từ kết quả này và kết quả bảng
4. 3 có thể đưa ra kết luận mối quan hệ giữa nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ là mối
quan hệ ngược chiều nhau và tác động lẫn nhau. Kết luận này ngược lại so với nghiên
cứu của (Harford, Klasa et al. 2014), (Brick and Liao 2017). Hệ số nắm giữ tiền mặt là
-0.096 với mức ý nghĩa 1% trong mô hình FEM. Sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong
nắm giữ tiền mặt dẫn đến giảm 0.096% trong tỷ lệ dài hạn. Hệ số tỷ lệ giá trị thị
trường trên giá trị sổ sách là -0.015 với ý nghĩa ở mức 1%. (Myers 1977) cho rằng các
công ty có thể giảm thiểu vấn đề đầu tư dưới mức bằng cách rút ngắn thời gian đáo
hạn nợ. Các nhà nghiên cứu đã sử dụng tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách như
là một đại diện cho các cơ hội đầu tư trong tương lai. Nghĩa là công ty có nhiều cơ hội
tăng trưởng thì nghiêng về sử dụng cấu trúc nợ ngắn hạn hơn và giảm nợ dài hạn theo
kết quả của Barclay và Smith (1995), Stohs và Mauer (1996). Hệ số của biến chi tiêu
vốn (Capex) tương quan dương với tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng nợ với mức ý nghĩa 1%.
Kết quả này cho thấy chi cho tài sản cố định càng nhiều thì doanh nghiệp cấu trúc vốn
của doanh nghiệp sẽ nghiêng về nợ dài hạn. Các biến kiểm soát còn lại trong mô hình
kỳ hạn nợ không có tác động rõ ràng.
4.3 Kết quả hồi quy phương trình đồng thời:
Trong Bảng 4.1 và 4.2, tác giả đã hồi quy biến nắm giữ tiền mặt hoặc kỳ hạn nợ như
là biến kiểm soát của mô hình. Tuy nhiên, trong mô hình hồi quy bình phương nhỏ
nhất bình phương (Pooled OLS), FEM và REM không thể khắc phục được hiện tượng
nội sinh. Theo Blundell và Bond (1998) cho rằng mô hình GMM hệ thống (System
GMM) sẽ khắc phục tốt nhất hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện
tượng nội sinh trong việc lựa chọn mô hình.
Bảng 4.3 hồi quy phương trình đồng thời bằng phương pháp System GMM trong đó
nắm giữ tiền mặt và kỳ hạn nợ được xác định nội sinh. Mô hình (1) trình bày các hệ số
hồi quy khi nắm giữ tiền mặt là biến phụ thuộc. Mô hình (3) hồi quy khi sử dụng biến
đại diện cho kỳ hạn nợ làm biến phụ thuộc.

47. 39
Trong hồi quy (1) nắm giữ tiền mặt, tác giả bao gồm độ trễ của việc nắm tiền mặt để
điều chỉnh tỷ lệ nắm giữ tiền mặt về mức cân bằng. Còn trong mô hình (2) hồi quy về
kỳ hạn nợ tác giả đưa thêm biến bình phương quy mô công ty và loại bỏ tỷ lệ chi trả
cổ tức ra khỏi hồi quy.
Bảng 4.3: Hồi quy khi ước tính một hệ phương trình bằng phương pháp System
GMM
System GMM System GMM
(1) (2)
CashHolding DebtMaturity
Lag Cash 0.484*** -
[0.096]
DebtMaturity -0.104** -
[0.048]
PB -0.012 -0.044***
[0.014] [0.011]
Size 0.001 -0.145
[0.003] [0.093]
Leverage -0.026** -0.208***
[0.013] [0.032]
Dividend 0.407
[0.456]
Capex 0.614** 1.800***
[0.287] [0.475]
IndustrySigma -0.073 -0.610*
[0.253] [0.313]
Lag DebtMaturity 0.607***
[0.052]
CashHolding -0.373***
[0.122]
Size2
0.003*
[0.002]

48. 40
Constant 0.027 1.928
[0.090] [1.266]
Observations 2,356 2,356
Number of Identify 481 481
P-value AR(2) 0.569 0.129
Hansen test 16.28 15.55
(0.434) (0.213)
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán trên phần mềm STATA 15.0
Trong mô hình (1) của Bảng 4.3, cũng cho kết quả tương tự như Bảng 4.1 và 4.2 là kỳ
hạn nợ tương quan âm với việc nắm giữ tiền mặt. Kết quả này ngược lại so với nghiên
cứu của Harford, Klasa và Maxwell (2014), (Brick and Liao 2017). Về mặt lý thuyết,
khi doanh nghiệp có tỷ lệ nợ dài hạn càng cao thì có thể đối mặt với gia tăng chi phí
vay trong tương lai và đồng thời rủi ro tái tài trợ nguồn vốn càng cao. Chính vì vậy mà
doanh nghiệp nên nắm giữ tiền mặt nhiều để làm công cụ phòng ngừa rủi ro hiệu quả.
Tuy nhiên, kết quả mẫu tại Việt nam không sử dụng tiền mặt như công cụ phòng ngừa
rủi ro khi đối diện với rủi ro tái tài trợ và khi doanh nghiệp rơi vào tình trạng khó khăn
thì lượng tiền mặt doanh nghiệp nắm giữ sẽ giảm. Bên cạnh đó, hệ số tỷ lệ đòn bẩy là
-0.026 với mức ý nghĩa 5% tuy nhiên mức độ tác động không cao. Cụ thể là 5% gia
tăng đòn bẩy thì làm giảm 0.026% tỷ lệ nắm giữ tiền mặt. Kết quả này phù hợp với lý
thuyết trật tự phân hạng do nợ có thể làm giảm rủi ro đạo đức và kinh hoạt, lý thuyết
đánh đổi cũng lập luận khi doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy cao nghĩa là vay nợ nhiều
thì sẽ giảm dự trữ tiền mặt vì áp lực trả lãi và vốn vay lớn. Ngoài ra, kết quả hồi quy
nắm giữ tiền mặt còn đưa ra mối quan hệ với chi tiêu vốn (Capex) là tương quan
dương với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Opler và cộng
sự (1999) cho rằng các công ty chi tiêu vốn cao sẽ giữ tiền mặt nhiều để phòng ngừa
rủi ro cho việc không đủ nguồn lực tài chính để chi cho tài sản cố định. Các yếu tố
khác trong mô hình nắm giữ tiền mặt như cơ hội tăng trưởng, quy mô công ty, chi trả
cổ tức, biến động dòng tiền trung bình ngành đối với mẫu doanh nghiệp ở Việt nam
trong giai đoạn 2008-2017 thì không có ý nghĩa với nắm giữ tiền mặt. P-value của