Xem mẫu
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có
điều tiết bởi sở hữu Nhà nước tại các doanh nghiệp
Việt Nam
Lê Hoàng Vinh - Lê Thị Thanh Hồng
Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia TP. HCM
Ngày nhận: 29/09/2021 Ngày nhận bản sửa: 15/10/2021 Ngày duyệt đăng: 03/11/2021
Tóm tắt: Mục tiêu của bài viết là đánh giá vai trò điều tiết của sở hữu nhà nước
đối với tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính tại các doanh nghiệp Việt
Nam. Mẫu nghiên cứu là 399 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
trong giai đoạn 2015 - 2020, được lựa chọn theo phương pháp chọn mẫu có mục
đích. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính và thống kê giao dịch
cổ phiếu của hệ thống FiinPro thuộc Công ty cổ phần tập đoàn FiinGroup. Căn cứ
kết quả ước lượng theo các phương pháp ước lượng cơ bản cho dữ liệu bảng, nhóm
tác giả xác định FEM phù hợp hơn Pooled OLS và REM; tuy nhiên mô hình này lại
có hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, vì vậy nhóm tác giả khắc
phục bằng phương pháp ước lượng GLS. Kết quả ước lượng theo GLS đúc kết rằng
Impact of cash holdings on financial performance at Vietnamese firms with state ownership
as a moderating variable
Abstract: The aim of this paper is to access the moderating role of state ownership on the impact
of cash holdings on financial performance at Vietnamese firms. The research sample is 399 non-
financial firms listed in Vietnam in the period 2015-2020, selected by the purposive sampling method.
The research data is collected from financial statements and stock trading statistics of FiinGroup
Corporation’s FiinPro system. With the estimated results according to the basic methods for panel
data analysis, we determined that FEM is more suitable than Pooled OLS and REM; however, the model
has autocorrelation and heteroskedasticity problem. As a result, we used the GLS estimation method
to fix them. The final result concludes that cash holdings and state ownership have positive effects on
financial performances of firms, and state ownership plays a moderating role to increase the impact of
cash holdings on financial performance; accordingly, the article recommends cash management from
a financial view in non-financial firms with state ownership as a moderating variable.
Keywords: Cash holdings; Financial performance; State ownership
Le, Hoang Vinh
Email: vinhlh@uel.edu.vn
Le, Thi Thanh Hong
Email: hongltt19604@sdh.uel.edu.vn
Organization of all: University of Economics and Law, Vietnam National University - Ho Chi Minh City
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng
Số 236+237 - Tháng 1 & 2. 2022 28 ISSN 1859 - 011X
- LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG
lượng tiền nắm giữ và sở hữu nhà nước tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính,
và sở hữu nhà nước đóng vai trò điều tiết gia tăng tác động của nắm giữ tiền đến
hiệu quả tài chính tại các doanh nghiệp. Theo đó, bài viết gợi ý và khuyến nghị dưới
góc độ tài chính về quản trị tiền tại các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước.
Từ khóa: Nắm giữ tiền, Hiệu quả tài chính, Sở hữu nhà nước
1. Giới thiệu chiều. Mở rộng hơn, các nghiên cứu còn
đánh giá vai trò điều tiết của các yếu tố
Tiền được xem như là máu để nuôi có liên quan đối với tác động của nắm giữ
sống doanh nghiệp (Lee, 1986; Atrill & tiền đến hiệu quả tài chính, chẳng hạn chất
McLaney, 2017), nếu tỷ trọng lượng tiền lượng thể chế và hệ thống tài chính (Rocca
nắm giữ trong tổng tài sản càng lớn thì & cộng sự, 2019), quyết định đầu tư và tỷ
doanh nghiệp càng gia tăng thêm sự ổn số nợ (Kristanto & cộng sự, 2019), vấn đề
định, đảm bảo khả năng chi trả các khoản quản trị và sở hữu (Yun & cộng sự, 2020;
nợ vay đến hạn, chi trả lãi vay, hay các Kristanto & cộng sự, 2019).
trách nhiệm tài chính khác. Mức độ nắm Với bối cảnh các doanh nghiệp phi tài chính
giữ tiền tùy vào đặc điểm riêng của từng niêm yết tại Việt Nam, Nhà nước vẫn đóng
doanh nghiệp nhằm tối ưu hóa hiệu quả tài vai trò đáng kể với tỷ lệ sở hữu tại các doanh
chính, được giải thích bởi lý thuyết đánh nghiệp trong mẫu nghiên cứu của bài viết
đổi của Myers (1977), lý thuyết trật tự phân trung bình là 25,73%. Vì vậy, trong phạm
hạng của Myers & Majiluf (1984) và lý vi bài viết này, nhóm tác giả sẽ đánh giá tác
thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986). động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính
Ngoài ra, mô hình lý thuyết quản trị tiền đối với trường hợp các doanh nghiệp phi tài
được đề xuất bởi Baumol (1952), Miller chính niêm yết tại Việt Nam, mở rộng hơn
& Orr (1966) cũng đã cung cấp công cụ so với các bằng chứng thực nghiệm trên cơ
chỉ ra rằng các doanh nghiệp cần phải xác sở phân tích vai trò điều tiết mối quan hệ tác
định lượng tiền nắm giữ nhằm tối thiểu hóa động này bởi yếu tố sở hữu nhà nước.
chi phí liên quan cũng như đảm bảo thanh
khoản và động cơ khác, góp phần đạt hiệu 2. Cơ sở lý thuyết, bằng chứng thực
quả quản trị tài chính của doanh nghiệp. nghiệm và giả thuyết nghiên cứu
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã cung
cấp minh chứng đáng tin cậy về hiệu quả Lý thuyết đánh đổi được đề xuất bởi Opler
tài chính chịu sự tác động cùng chiều & cộng sự (1999) cho rằng doanh nghiệp
bởi nắm giữ tiền tại các doanh nghiệp có thể xác định một mức nắm giữ tiền
(Couderc, 2005; Saddour, 2006; Naoki, bằng cách cân bằng chi phí biên của việc
2012; Vijayakumaran & Atchyuthan, nắm giữ tài sản có tính thanh khoản cao và
2017; Rocca & cộng sự, 2019; Rocca & lợi nhuận biên của việc nắm giữ tiền. Lợi
Cambrea, 2019; Jabbouri & Almustafa, nhuận biên của việc nắm giữ tiền sẽ làm
2020; Kristanto & cộng sự, 2019; Ifada giảm khả năng kiệt quệ tài chính, cho phép
& cộng sự, 2020; Yun & cộng sự 2020), doanh nghiệp thực hiện đầu tư tối ưu, tránh
trong khi đó Cheryta & cộng sự (2018) lại các chi phí phát sinh của việc tài trợ từ bên
khẳng định mối quan hệ tác động ngược ngoài hay thanh lý các tài sản của doanh
Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
nghiệp. Không những thế, lợi ích của việc Lý thuyết ràng buộc ngân sách mềm cho
nắm giữ tiền còn được đúc kết dựa trên lý rằng nguyên nhân chính của sự kém hiệu
thuyết thanh khoản của Keynes (1936) với 3 quả của doanh nghiệp là vấn đề sở hữu nhà
động cơ là giao dịch, phòng ngừa và đầu cơ, nước điều tiết, một doanh nghiệp với tỷ lệ
khẳng định lượng tiền được nắm giữ sẽ cho sở hữu nhà nước cao sẽ có khuynh hướng
phép các doanh nghiệp giảm thiểu chi phí giảm lượng dự trữ tiền bởi sự dễ dàng tiếp
giao dịch, đảm bảo thanh khoản và gia tăng cận tín dụng từ hệ thống ngân hàng thương
cơ hội chấp nhận dễ dàng đối với các khoản mại nhà nước ngay cả khi doanh nghiệp
đầu tư mới, theo đó hiệu quả tài chính của đang khó khăn về tài chính và mất khả năng
doanh nghiệp được kỳ vọng cải thiện hơn. tiếp cận các nguồn vốn tư nhân bên ngoài.
Lý thuyết trật tự phân hạng được đề xuất Megginson & cộng sự (2014) cho rằng sở
bởi Myers (1984), cho rằng các nhà quản hữu nhà nước càng cao sẽ dễ dàng dẫn đến
lý doanh nghiệp có thể tự quyết định thứ tự hạn chế sự ràng buộc ngân sách mềm, có
tài trợ vốn sao cho giảm thiểu chi phí bất khả năng phát sinh những vấn đề tiêu cực
cân xứng thông tin và các chi phí tài chính hơn, các khoản đầu tư mang tính chính trị
khác, theo đó các doanh nghiệp ưu tiên sử với mức sinh lời thấp được ưu tiên hơn và
dụng nguồn tài trợ nội bộ so với nguồn tài xảy ra hiện tượng đầu tư dưới mức, suy
trợ bên ngoài. Tuy nhiên, sự ưu tiên vừa đề giảm hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
cập có thể phát sinh những tiêu cực đối với Như vậy, sở hữu nhà nước không chỉ là yếu
hoạt động kinh doanh bởi yếu tố sẵn có của tố tác động ngược chiều đến hiệu quả tài
tiền làm gia tăng khả năng xảy ra vấn đề đại chính, mà còn đóng vai trò điều tiết giảm
diện, hiện tượng đầu tư quá mức và nguy tác động của lượng tiền nắm giữ đến hiệu
cơ tổn thất từ gian lận (Brealey & cộng sự, quả tài chính của các doanh nghiệp.
2008; Dittmar & cộng sự, 2003). Opler & Nhiều bằng chứng thực nghiệm đã khẳng
cộng sự (1999) sử dụng lý thuyết trật tự phân định tác động của nắm giữ tiền đến hiệu
hạng để phân tích mối quan hệ giữa nắm giữ quả doanh nghiệp với những lựa chọn khác
tiền với hiệu quả doanh nghiệp, kết quả tìm nhau về thước đo làm đại diện tùy theo bối
thấy là tác động cùng chiều, Pinkowitz & cảnh nghiên cứu cụ thể. Tỷ lệ nắm giữ tiền
Williamson (2002) cũng ủng hộ kết quả này tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính
và cho rằng lượng tiền sẵn có sẽ đáp ứng, hỗ được đúc kết bởi nghiên cứu của Couderc
trợ cho doanh nghiệp trong bất kỳ giai đoạn (2005) với trường hợp các doanh nghiệp
khủng hoảng hay phát sinh những bất trắc tại Canada, Pháp, Đức, Anh và Mỹ trong
trong quá trình hoạt động. giai đoạn 1989-2002, Saddour (2006) với
Kornai (1979, 1998) cho rằng các doanh trường hợp các doanh nghiệp ở Pháp từ
nghiệp nhà nước tại Hungary thua lỗ triền năm 1998 đến năm 2002, và Naoki (2012)
miên nhưng không bao giờ phá sản bởi cho trường hợp các doanh nghiệp niêm yết
chính sách giải cứu hoặc cứu trợ của Chính tại Nhật Bản trong giai đoạn 1980-2010.
phủ, theo đó tác giả này đề xuất lý thuyết Vijayakumaran & Atchyuthan (2017) lựa
ràng buộc ngân sách mềm (soft-budget chọn phạm vi nghiên cứu là các doanh
constraint). Kornai & cộng sự (2003) cũng nghiệp niêm yết trên Sở giao dịch chứng
cho rằng Chính phủ có thể triển khai các khoán (SGDCK) Colombo trong giai đoạn
gói hỗ trợ, tín dụng ưu đãi hoặc hỗ trợ gián 2011- 2015, Rocca & cộng sự (2019) xem
tiếp để giảm bớt sự hạn chế ngân sách của xét các doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Châu
doanh nghiệp có sở hữu nhà nước. Theo đó, Âu từ năm 2008 đến năm 2015. Rocca &
30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG
Cambrea (2019) chọn các doanh nghiệp lớn xứng thông tin với quy mô doanh nghiệp.
ở Italia trong giai đoạn 1980- 2015, Jabbouri Ngoài ra, các nghiên cứu thực nghiệm còn
& Almustafa (2020) phân tích trường hợp cung cấp bằng chứng tác động cùng chiều
các doanh nghiệp tại các thị trường mới của nắm giữ tiền hiệu quả doanh nghiệp sẽ
nổi khu vực Trung Đông và Bắc Phi trong trở nên mạnh hơn bởi chất lượng thể chế
giai đoạn 2004- 2018, Kristanto & cộng sự kém và hệ thống tài chính kém phát triển
(2019) nghiên cứu trường hợp các công ty (Rocca & cộng sự, 2019), bởi đầu tư, sở hữu
niêm yết trên SGDCK Indonesia trong giai tổ chức và thành viên độc lập (Kristanto &
đoạn 2001- 2017, Ifada & cộng sự (2020) cộng sự, 2019), bởi chỉ số quản trị doanh
sử dụng dữ liệu của các công ty sản xuất nghiệp và sở hữu nhà nước (Yun & cộng sự,
niêm yết trên SGDCK Indonesia trong thời 2020). Ngược lại, sự điều tiết làm giảm tác
kỳ 2016- 2018, Yun & cộng sự (2020) đánh động của nắm giữ tiền đến hiệu quả doanh
giá trường hợp các doanh nghiệp tại Trung nghiệp bởi yếu tố sở hữu nội bộ và tỷ số nợ
Quốc trong giai đoạn 2003- 2016, đều tìm theo kết quả nghiên cứu của Kristanto &
thấy kết quả tác động cùng chiều của nắm cộng sự (2019), bởi sở hữu gia đình và sở
giữ tiền đến hiệu quả doanh nghiệp. hữu tập trung theo đúc kết của Yun & cộng
Trong khi đó, Anagnostopoulou (2013) sự (2020). Mặc dù Ifada & cộng sự (2020)
phân tích tác động của nắm giữ tiền đến đưa ra thêm bằng chứng về tác động của
hiệu quả doanh nghiệp tại Anh trong giai đòn bẩy tài chính đến tỷ lệ nắm giữ tiền
đoạn 2001-2009, đúc kết rằng nắm giữ tiền nhưng việc nắm giữ tiền lại không đóng vai
tác động cùng chiều đến hiệu quả doanh trò trung gian cho mối quan hệ giữa đòn
nghiệp với phạm vi không gian là các công bẩy đối với hiệu quả tài chính được đại diện
ty tư nhân, trong khi đó mối quan hệ này bởi giá trị doanh nghiệp.
không ý nghĩa cho trường hợp công ty đại Anton & Nucu (2019) khẳng định tác động
chúng. Theo đó tác giả hàm ý rằng kết quả phi tuyến bậc 2 của nắm giữ tiền đến giá
thực nghiệm được tìm thấy là biểu hiện đại trị công ty thông qua phân tích dữ liệu từ
diện chứng minh cho những hạn chế trong 719 công ty phi tài chính niêm yết tại Ba
việc thực hiện tăng vốn của các công ty Lan trong giai đoạn 2007- 2016, cụ thể là
chưa niêm yết so với đã niêm yết. mối quan hệ theo hình chữ U ngược và tỷ lệ
Cheryta & cộng sự (2018) đánh giá tác nắm giữ tiền tối ưu là 27,06% trong tổng tài
động của đòn bẩy tài chính, lợi nhuận, sản. Alnori (2020) cũng tìm thấy tác động
thông tin bất cân xứng, quy mô doanh phi tuyến tương tự khi phân tích trường
nghiệp đến nắm giữ tiền và giá trị công hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm
ty cho trường hợp các doanh nghiệp niêm yết ở Ả Rập trong giai đoạn 2005- 2016, và
yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) giải thích rằng kết quả này minh chứng cho
Indonesia trong giai đoạn 2012- 2015. lý thuyết đánh đổi về mức dự trữ tiền tối ưu
Nhóm tác giả khẳng định rằng đòn bẩy dựa trên cân đối lợi ích và chi phí liên quan.
tài chính ảnh hưởng ngược chiều đến tỷ lệ Nisasmara & Musdholifah (2016) phân
nắm giữ tiền, khả năng sinh lời ảnh hưởng tích các công ty thuộc lĩnh vực bất động
cùng chiều đến tỷ lệ nắm giữ tiền và giá trị sản niêm yết trên SGDCK Indonesia trong
công ty, trong khi đó tỷ lệ nắm giữ tiền lại giai đoạn 2008- 2013, nhóm tác giả lại
ảnh hưởng ngược chiều đến giá trị công ty, không tìm thấy bằng chứng đáng tin cậy về
và tỷ lệ nắm giữ tiền cũng sẽ đóng vai trò ảnh hưởng của nắm giữ tiền đến hiệu quả
trung gian cho mối quan hệ giữa bất cân tài chính được đại diện bởi giá trị doanh
Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
nghiệp và khả năng sinh lời cũng cho kết bằng chứng thực nghiệm và đúc kết giả
quả tương tự. Tuy nhiên, cấu trúc vốn và thuyết nghiên cứu tại mục 2, mô hình hồi
quản trị công ty ảnh hưởng cùng chiều đến quy như sau:
giá trị doanh nghiệp. PERFi,t = β0 + β1 * CASHi,t + β2 * SOWNi,t
Căn cứ lược khảo nghiên cứu thực nghiệm, + β3 * (SOWN*CASH)i,t + β4 * LEVi,t
nhóm tác giả nhận thấy có 3 xu hướng + β5 * SIZEi,t + β6 * TANGi,t + β7 *
nghiên cứu chủ yếu về tác động của nắm GROWTHi,t + εi,t
giữ tiền đến hiệu quả tài chính tại các Trong đó: β là hệ số hồi quy, i và t tương
doanh nghiệp phi tài chính, bao gồm (i) tác ứng với từng doanh nghiệp và theo từng
động tuyến tính và độc lập, tập trung vào năm và ε là sai số của mô hình.
kết quả cùng chiều, (ii) tác động phi tuyến Biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính
bậc 2 và ủng hộ kết quả dạng hình chữ U (PERF), theo đó quản trị tài chính xác định
ngược, và (iii) tác động tuyến tính có điều mục tiêu cuối cùng là tạo ra giá trị và sự gia
tiết bởi các yếu tố đặc điểm doanh nghiệp tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp. Vì
hay môi trường hoạt động, chẳng hạn như vậy biến này được đo lường biến này bằng
đầu tư, nợ, quản trị công ty, vấn đề sở hữu, Tobin’s Q, sử dụng dữ liệu thị trường và
chất lượng thể chế hay một số yếu tố khác, bảng cân đối kế toán của các doanh nghiệp.
và kết quả tạo nên tác động mạnh hơn hay Biến độc lập là nắm giữ tiền (CASH), thể
xoa dịu tùy trường hợp cụ thể. Tuy nhiên, hiện lượng tiền (kể cả các khoản tương
các bằng chứng cho xu hướng (iii) chưa đa đương tiền) được duy trì trong danh mục
dạng và tác động điều tiết của các yếu tố tài sản của doanh nghiệp, theo đó biến này
cũng không giống nhau giữa các công ty được đo lường bởi tỷ lệ lượng tiền nắm giữ
trong những bối cảnh môi trường hoạt động (kể cả các khoản tương đương tiền) trên
khác nhau. Vì vậy, nhóm tác giả kỳ vọng tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ bảng cân
bài viết này sẽ cung cấp minh chứng thực đối kế toán của các doanh nghiệp.
tiễn cho trường hợp các doanh nghiệp phi Biến điều tiết là sở hữu Nhà nước (SOWN),
tài chính niêm yết tại Việt Nam về tác động thể hiện mức độ tham gia đầu tư vốn của Nhà
của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính khi nước vào các doanh nghiệp với tư cách là cổ
có điều tiết bởi sở hữu nhà nước. Theo đó, đông, theo đó biến này được đo lường bởi tỷ
nhóm tác giả đặt ra hai giả thuyết nghiên lệ sở hữu cổ phiếu của Nhà nước, sử dụng dữ
cứu như sau: liệu thống kê về tỷ lệ sở hữu Nhà nước.
Giả thuyết H1: Nắm giữ tiền tác động cùng Ngoài ra, mô hình có bao gồm các biến
chiều đến hiệu quả tài chính kiểm soát, bao gồm: (i) Đòn bẩy tài chính
Giả thuyết H2: Sở hữu nhà nước có điều tiết (LEV) thể hiện mức độ sử dụng nợ trong cơ
tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài cấu nguồn vốn của doanh nghiệp, được đo
chính. lường bởi tỷ số nợ, sử dụng dữ liệu từ bảng
cân đối kế toán, (ii) Quy mô doanh nghiệp
3. Mô hình nghiên cứu (SIZE), được đo lường bằng logarit của
tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ bảng cân
Bài viết đánh giá vai trò điều tiết của sở đối kế toán, (iii) Tài sản cố định hữu hình
hữu nhà nước đối với tác động của nắm (TANG), thể hiện năng lực hoạt động sản
giữ tiền đến hiệu quả tài chính cho trường xuất kinh doanh của doanh nghiệp, được
hợp doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại đo lường bằng tỷ trọng tài sản cố định hữu
Việt Nam, căn cứ vào lược khảo lý thuyết, hình trên tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ
32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG
bảng cân đối kế toán, và (iv) Khả năng tăng 4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
trưởng (GROWTH), thể hiện khả năng gia
tăng thị phần, sự thay đổi về mặt lượng Bài viết sử dụng phương pháp chọn mẫu có
của doanh nghiệp, đo lường bởi tỷ lệ tăng mục đích, các điều kiện đặt ra bao gồm: (i)
(giảm) doanh thu thuần từ bán hàng và cung Doanh nghiệp cung cấp đầy đủ báo cáo tài
cấp dịch vụ, sử dụng dữ liệu từ báo cáo kết chính từ năm 2015 đến năm 2020, (ii) Tất cả
quả kinh doanh của các doanh nghiệp. báo cáo tài chính đã được kiểm toán và báo
Bảng 1 tổng hợp các biến, cách đo lường cáo kiểm toán phải ý kiến chấp nhận tính
biến trong mô hình nghiên cứu của bài viết. hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng
yếu, và (iii) Cổ phiếu của doanh nghiệp còn
Bảng 1. Đo lường các biến trong mô hình nghiên cứu
Biến Cách đo lường Nghiên cứu thực nghiệm
Tổng giá trị Tổng giá thị trường Anton & Nucu (2019), Ifada & cộng sự
+
PERF sổ sách của nợ của cổ phiếu (2020), Kristanto & cộng sự (2019),
Tổng giá trị tài sản theo sổ sách Nisasmara & Musdholifah (2016)
Anton & Nucu (2019), Ifada &
cộng sự (2020), Naoki (2012),
Anagnostopoulou (2013), Cheryta
Tiền và các khoản tương đương tiền và cộng sự (2018), Alnori (2020),
CASH Jabbouri & Almustafa (2020), Kristanto
Tổng tài sản
& cộng sự (2019), Megginson & cộng
sự (2014)¸ Yun & cộng sự (2020),
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017),
Rocca & cộng sự (2019).
Số lượng cổ phiếu thuộc sở hữu Nhà nước Megginson & cộng sự (2014), Yun &
SOWN
Tổng số cổ phiếu của doanh nghiệp cộng sự (2020)
Anton & Nucu (2019), Ifada & cộng
sự (2020), Jabbouri & Almustafa
Nợ (2020), Kristanto & cộng sự (2019),
LEV Yun & cộng sự (2020), Vijayakumaran
Tổng tài sản & Atchyuthan (2017), Rocca & cộng
sự (2019), Anagnostopoulou (2013),
Cheryta và cộng sự (2018)
Anton & Nucu (2019), Cheryta và
cộng sự (2018), Yun & cộng sự
SIZE Logarit của Tổng tài sản
(2020), Rocca & cộng sự (2019),
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017)
Tài sản cố định hữu hình Vijayakumaran & Atchyuthan (2017),
TANG
Tổng tài sản Yun & cộng sự (2020)
Doanh thu thuần Doanh thu thuần Jabbouri & Almustafa (2020), Kristanto
– & cộng sự (2019), Vijayakumaran &
GROWTH năm nay năm trước
Atchyuthan (2017), Yun & cộng sự
Doanh thu thuần năm trước
(2020), Rocca & cộng sự (2019)
Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả
Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
niêm yết trên thị trường tính đến thời điểm hiện thống kê mô tả các biến trong mô hình
kết thúc năm tài chính 2020. Theo đó, bài nghiên cứu, kết quả trình bày tại Bảng 2.
viết đã xác định được mẫu nghiên cứu gồm Với thống kê mô tả tại Bảng 2, hiệu quả
399 doanh nghiệp, với phạm vi nghiên cứu tài chính thể hiện qua chỉ số Tobin’ Q của
theo thời gian là giai đoạn 2015-2020; sự các doanh nghiệp đạt giá trị trung bình là
lựa chọn từ năm 2015 này nhằm đảm bảo 1,0060, cho thấy giá trị thị trường vượt trội
tính nhất quán khi đo lường các chỉ tiêu hơn so với giá trị sổ sách, độ lệch chuẩn chỉ
từ nguồn báo cáo tài chính được thực hiện số này là 0,3956, giá trị thấp nhất là 0,0813
thống nhất theo Thông tư 200/2014/TT- và cao nhất là 3,0263. Biến độc lập CASH
BTC về chế độ kế toán doanh nghiệp. được đại diện bởi tỷ lệ tiền và các khoản
Bài viết sử dụng dữ liệu thứ cấp từ nguồn tương đương tiền trên tổng tài sản, trung
hệ thống báo cáo tài chính của các doanh bình của các doanh nghiệp trung bình là
nghiệp và các dữ liệu thị trường thông qua 9,11%, với độ lệch chuẩn là 8,37%. Biến
hệ thống FiinPro do Công ty cổ phần tập điều tiết SOWN được đại diện bởi số lượng
đoàn FiinGroup cung cấp. Với dữ liệu dạng cổ phiếu thuộc sở hữu Nhà nước trên tổng
bảng, kết quả nghiên cứu được xác định số lượng cổ phiếu của các doanh nghiệp,
bởi phương pháp nghiên cứu định lượng, trung bình là 25,73%, theo đó Nhà nước
cụ thể là bài viết sẽ ước lượng kết quả hồi đóng vai trò có ảnh hưởng đáng kể trong
quy theo mô hình hồi quy gộp (Pooled các doanh nghiệp. Ngoài ra, Bảng 2 còn
OLS), mô hình tác động cố định (FEM) và thống kê mô tả về việc sử dụng nợ trung
mô hình tác động ngẫu nhiên (REM), kèm bình của các doanh nghiệp không quá 50%
theo là các kiểm định lựa chọn ước lượng thể hiện bởi biến LEV, sự đa dạng về quy
phù hợp. Nếu có các hiện tượng phương sai mô doanh nghiệp thể hiện qua biến SIZE,
thay đổi và tự tương quan thì nhóm tác giả tỷ trọng đầu tư vào các tài sản cố định
sẽ khắc phục bởi phương pháp bình phương (TANG) trung bình 21,31% và nhìn chung,
nhỏ nhất tổng quát (GLS) để tăng thêm tính các doanh nghiệp đều có xu hướng tăng
vững chắc của kết quả ước lượng. trưởng trong giai đoạn 2015 - 2020 thể hiện
qua biến GROWTH.
5. Kết quả nghiên cứu Theo Bảng 3, nhóm tác giả xác định ma
trận tương quan giữa các biến trong mô
Dựa trên dữ liệu nghiên cứu, bài viết thực hình nghiên cứu và hệ số phóng đại phương
Bảng 2. Thống kê mô tả các biến
Biến Quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
PERF 2.394 1,0060 0,3956 0,0813 3,0263
SOWN 2.394 0,2573 0,2535 0,0000 0,9672
CASH 2.394 0,0911 0,0837 0,0004 0,4925
LEV 2.394 0,4920 0,2221 0,0041 1,2441
SIZE 2.394 5,8205 0,6610 4,1830 8,0669
TANG 2.394 0,2131 0,2007 0,0000 0,9339
GROWTH 2.394 0,3130 5,8272 -1,0427 244,46
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15
34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG
Bảng 3. Ma trận tương quan của các biến và VIF
PERF SOWN CASH LEV SIZE TANG GROWTH
PERF 1
SOWN 0,1238*** 1
CASH 0,1443*** 0,0340* 1
LEV 0,1213*** 0,1081*** -0,2343*** 1
SIZE 0,1046*** -0,0437** -0,1433*** 0,3089*** 1
TANG 0,1071*** 0,1625*** -0,1269*** -0,0460** 0,1103*** 1
GROWTH 0,0137 -0,0258 -0,0152 0,0095 -0,0415** -0,0369* 1
VIF 1,06 1,09 1,20 1,14 1,08 1,00
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15
(***), (**) và (*) Mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%
Bảng 4. Kết quả ước lượng và các kiểm định
Biến Pooled OLS REM FEM GLS
0,8092*** -0,1103 -0,2269** 0,5313***
CASH
(6,36) (-1,21) (-2,42) (11,52)
0,0988** -0,0435 -0,1085** 0,0561***
SOWN
(2,27) (-1,09) (-2,44) (4,64)
0,3110 0,1252 0,1523 0,3428**
CASH*SOWN
(0,92) (0,57) (0,68) (2,53)
0,0774*** 0,0960*** 0,1081*** 0,0734***
LEV
(6,49) (7,76) (7,85) (11,24)
0,0458*** 0,0289 0,0152 0,0349***
SIZE
(3,88) (1,45) (0,51) (8,83)
0,2189*** 0,0922* 0,0190 0,2224***
TANG
(5,77) (1,93) (0,34) (17,22)
0,0016 0,0017*** 0,0017*** 0,0010
GROWTH
(1,28) (3,06) (3,01) (0,99)
-0,4154*** -0,1486 -0,0162 -0,3335***
Hằng số
(-5,55) (-1,21) (-0,09) (-13,97)
4.007,78
Kiểm định LM
[0,0000]
72,77
Kiểm định Hausman
[0,0000]
6,2e+06
Kiểm định Modified Wald
[0,0000]
49,421
Kiểm định Wooldridge
[0,0000]
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15
(***), (**) và (*) Mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%
sai (VIF). Kết quả chỉ ra rằng các biến giải thuộc PERF với mức ý nghĩa 1%, ngoại
thích (CASH, SOWN, LEV, SIZE, TANG) trừ mối tương quan dương giữa biến kiểm
đều có tương quan dương với biến phụ soát GROWTH với biến phụ thuộc PERF
Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Theo đó, độc lập CASH, biến điều tiết SOWN và các
bài viết đúc kết rằng biến động hiệu quả biến kiểm soát LEV, SIZE và TANG đều
tài chính (PERF) của các doanh nghiệp phi thể hiện tác động cùng chiều đến biến phụ
tài chính niêm yết tại Việt Nam có quan thuộc PERF với mức ý nghĩa 1%, trong
hệ cùng chiều với biến động tỷ lệ nắm giữ khi đó biến kiểm soát GROWTH cũng tác
tiền (CASH), biến động sở hữu nhà nước động cùng chiều đến biến phụ thuộc PERF
(SOWN), biến động đòn bẩy tài chính nhưng không đảm bảo mức ý nghĩa thống
(LEV), biến động mức độ đầu tư tài sản cố kê; ngoài ra, biến tương tác CASH*SOWN
định hữu hình (TANG) và biến động quy được tìm thấy hệ số hồi quy dương với mức
mô doanh nghiệp (SIZE). ý nghĩa thống kê 5%, kết hợp biến CASH
Ngoài ra, Bảng 3 còn cho thấy hệ số tương có hệ số hồi quy dương và chỉ ra rằng biến
quan giữa biến độc lập, biến điều tiết và các SOWN có ý nghĩa điều tiết tăng thêm tác
biến kiểm soát là không cao, hệ số tương động cùng chiều của biến CASH đến biến
quan dương thấp nhất là 0,0095 giữa LEV phụ thuộc PERF. Kết quả ước lượng chỉ
với GROWTH và cao nhất là 0,3089 giữa ra rằng hiệu quả tài chính của các doanh
LEV với SIZE, hệ số tương quan âm nhiều nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
nhất là -0,2343 giữa LEV với CASH và ít chịu sự tác động cùng chiều bởi tỷ lệ nắm
nhất -0,0152 giữa CASH với GROWTH, giữ tiền, và tác động này trở nên mạnh hơn
theo đó tất cả các trường hợp hệ số tương khi có điều tiết bởi yếu tố sở hữu nhà nước,
quan giữa các biến đều có giá trị tuyệt đối kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu
đều dưới 0,5 nên khẳng định hiện tượng của bài viết. Ngoài ra, kết quả ước lượng
đa cộng tuyến không nghiêm trọng (Hair còn khẳng định hiệu quả tài chính của các
& cộng sự, 2006; Gujarati, 2008), kết doanh nghiệp chịu sự tác động cùng chiều
quả này cũng được minh chứng và khẳng bởi đòn bẩy tài chính, sở hữu nhà nước,
định bởi hệ số phóng đại phương sai đều ở mức độ đầu tư tài sản cố định hữu hình và
mức không quá 2 (Hair & cộng sự, 2006; quy mô doanh nghiệp.
Gujarati, 2008).
Bảng 4 trình bày kết quả ước lượng kèm 6. Thảo luận và Kết luận
theo là các kiểm định. Với dữ liệu bảng,
nhóm tác giả ước lượng theo các phương Kết quả ước lượng theo GLS chỉ ra rằng
pháp cơ bản là Pooled OLS, FEM và REM, lượng tiền nắm giữ tác động cùng chiều
theo đó kiểm định Hausman và kiểm định đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp
LM đều có ý nghĩa thống kê tại mức 1% phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, kết
cho thấy FEM phù hợp hơn so với Pooled quả này ủng hộ phân tích lợi ích của nắm
OLS và REM. giữ tiền theo lý thuyết đánh đổi theo nghiên
Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wooldridge cứu của Opler & cộng sự (1999) và lý
và kiểm định Modified Wald trên FEM thuyết thanh khoản của Keynes (1936),
đều có ý nghĩa thống kê với mức 1% cho tương đồng với kết quả nghiên cứu thực
thấy mô hình có tồn tại hiện tượng tự tương nghiệm Pinkowitz & Williamson (2002),
quan và phương sai sai số thay đổi, điều Couderc (2005), Saddour (2006), Naoki
này có thể dẫn đến kết quả ước lượng theo (2012), Vijayakumaran & Atchyuthan
FEM không vững chắc. Do đó, nhóm tác (2017), Rocca & cộng sự (2019), Rocca
giả sử dụng phương pháp GLS khắc phục & Cambrea (2019), Jabbouri & Almustafa
tại cột cuối cùng của Bảng 4, theo đó biến (2020), Kristanto & cộng sự (2019), Ifada
36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG
& cộng sự (2020), Yun và cộng sự (2020). của doanh nghiệp, kết quả này được giải
Kết quả ngụ ý rằng các doanh nghiệp nắm thích rằng các doanh nghiệp sử dụng đòn
giữ lượng tiền cao làm tăng khả năng đảm bẩy hiệu quả, kiểm soát tốt rủi ro liên quan.
bảo cho sự an toàn, giảm thiểu nguy cơ kiệt Tóm lại, nhóm tác giả sử dụng phương
quệ tài chính trong quá trình hoạt động, do pháp ước lượng theo GLS nhằm khắc phục
đó doanh nghiệp được thị trường đánh giá hiện tượng tự tương quan và phương sai sai
cao hơn, và giá trị doanh nghiệp gia tăng, số thay đổi, theo đó bài viết đúc kết được
thể hiện sự gia tăng hiệu quả tài chính của rằng lượng tiền nắm giữ có tác động cùng
các doanh nghiệp. chiều đến hiệu quả tài chính của các doanh
Sở hữu nhà nước không chỉ tác động cùng nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam,
chiều đến hiệu quả tài chính, mà còn điều và mối quan hệ tác động này cũng sẽ trở
tiết tăng tác động của nắm giữ tiền đến hiệu nên mạnh hơn khi có vai trò điều tiết của
quả tài chính của doanh nghiệp phi tài chính sở hữu nhà nước. Vì vậy, bài viết gợi ý và
niêm yết tại Việt Nam. Kết quả tác động khuyến nghị tăng cường sự giám sát của
cùng chiều của sở hữu nhà nước đến hiệu Ủy ban quản lý vốn nhà nước trong quản
quả tài chính cung cấp minh chứng ngược lý tiền tại các doanh nghiệp có sở hữu nhà
lại với giải thích từ lý thuyết ràng buộc nước, doanh nghiệp cần chú trọng dự trữ
ngân sách mềm theo đề xuất của Kornai nhiều tiền hơn để xử lý những vấn đề bất
(1979, 1998) cũng như nghiên cứu thực cân xứng thông tin, những tình huống bất
nghiệm của Megginson & cộng sự (2014); ngờ khi dự báo chỉ ra khả năng cao về tình
tuy nhiên kết quả đã chứng minh và ủng hộ trạng suy thoái trong kinh doanh, qua đó
sự tồn tại vai trò điều tiết của sở hữu nhà mở ra cơ hội đầu tư mới trên cơ sở tiền dự
nước, theo đó có thể giải thích cho trường trữ góp phần cải thiện hiệu quả tài chính.
hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm Bài viết này sử dụng Tobin’s Q để đại diện
yết có sở hữu nhà nước tại Việt Nam rằng cho hiệu quả tài chính, tuy nhiên một số
sự xuất hiện của Uỷ ban quản lý vốn nhà nghiên cứu có liên quan đề xuất tiếp cận
nước tại doanh nghiệp tạo hiệu ứng tích hiệu quả tài chính theo sổ sách với các
cực trong quản lý tiền tại các doanh nghiệp. thước đo thể hiện khả năng sinh lời của
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn tìm thấy vốn; hoặc sự tồn tại tác động phi tuyến của
quy mô doanh nghiệp và mức độ đầu tư nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính và xác
tài sản cố định hữu hình tác động cùng định ngưỡng tối ưu của lượng nắm giữ tại
chiều đến hiệu quả tài chính của các doanh các doanh nghiệp chưa được xem xét trong
nghiệp, có thể giải thích rằng quy mô doanh nghiên cứu này. Theo đó, các nghiên cứu
nghiệp càng lớn là cơ hội để doanh nghiệp tiếp theo có thể xem xét đến các vấn đề này
tiếp cận công nghệ tiên tiến hơn, đa dạng nhằm cung cấp bằng chứng chặt chẽ hơn
hơn và quản lý tốt hơn dẫn đến hiệu quả tài cho quản trị tiền của các doanh nghiệp phi
chính sẽ được gia tăng. Đòn bẩy tài chính tài chính niêm yết tại Việt Nam ■
tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính
Tài liệu tham khảo
Alnori, F. (2020). Cash holdings: Do they boost or hurt firms’ performance? Evidence from listed non-financial firms in
Saudi Arabia. International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and Management, 13(5), 919-934.
Anagnostopoulou, S. (2013), Cash Holdings: Determining Factors and Impact on Future Operating Performance
for Listed versus Unlisted Firms, Review of Pacific Basin Financial Markets and Policies. 16. 10.1142/
S0219091513500136.
Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 37
- Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
Anton, S. G., & Nucu, A. E. (2019). Firm value and corporate cash holdings: Empirical evidence from the polish listed
firms. Economics and Management, 22(3), 121-134.
Atrill, P. and McLaney, E. (2017), Accounting and finance for non-specialists (Tenth edition), Pearson Custom Publishing (UK).
Baumol, W. (1952). The Transactions Demand for Cash: An Inventory Theoretic Approach. The Quarterly Journal of
Economics, 66(4), 545-556. doi:10.2307/1882104
Bộ Tài chính (2014), Thông tư số 200/2014/TT-BTC ngày 22/12/2014 của Bộ Tài chính hướng dẫn chế độ kế toán doanh nghiệp.
Brealey, R. A., Myers, S. C., & Allen, F. (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Mc Graw – Hill
International Edition (Printed in Singapore).
Cheryta, A. M., Moeljadi, M., & Indrawati, N. K. (2018). Leverage, asymmetric information, firm value, and cash holdings
in Indonesia. Jurnal Keuangan dan Perbankan, 22(1), 83-93.
Couderc, N. (2005). Corporate cash holdings: financial determinants and consequences. In 2005 EFMA Corporate
Governance Symposium.
Dittmar, A., Mahrt-Smith, J., & Servaes, H. (2003), International corporate governance and corporate cash holdings,
Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38 (1), 111-133.
Gujarati, D. N. (2008). Basic Econometrics (5th Edition). McGraw-Hill Education.
Hair, J. F., Black, W. C., B.J., A., & R.E & Tatham, R. L. (2006). Multivirate Data Analysis. New Jersey: Pearson
Education Inc.
Ifada, L. M., Indriastuti, M., & Hanafi, R. (2020). The Role of Cash Holding in Increasing Firm Value. Jurnal Riset
Akuntansi Kontemporer, 12(2), 81-86.
Jabbouri, I., & Almustafa, H. (2020). Corporate cash holdings, firm performance and national governance: evidence from
emerging markets. International Journal of Managerial Finance, https://doi.org/10.1108/IJMF-07-2020-0342
Jensen, M. C. (1986), Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers, The American Economic Review,
76 (2), 323-329.
Keynes, J. M. (1936). The general theory of employment, investment, and money, Harcourt Brace, London (UK).
Kornai, J. (1979). Resource-constrained versus demand-constrained systems. Econometrica: Journal of the Econometric
Society, 801-819.
Kornai, J. (1998). The place of the soft budget constraint syndrome in economic theory. Journal of Comparative
Economics, 26(1), 11-17.
Kornai, J., Maskin, E., & Roland, G. (2003). Understanding the soft budget constraint. Journal of economic literature,
41(4), 1095-1136.
Kristanto, H., Hanafi, M. M., & Lantara, I. W. N. (2019), The Effect of Optimal Cash and Deviation from Target Cash on
the Firm Value: Empirical Study in Indonesia Firms. Jurnal Dinamika Manajemen, 10(1), 1-13.
Lee, T. A. (1986), Towards a Theory and Practice of Cash Flow Accounting, Garland Publishing, Inc. New York and London.
Megginson, L. W., Ullah, B., & Wei, Z. (2014), State ownership, soft-budget constraints, and cash holdings: Evidence
from China’s privatized firms, Journal of Banking and Finance, 48 (1), 276-291.
Miller, M. H. & Orr, D. (1966), A Model of the Demand for Money by Firms, The Quarterly Journal of Economics,
Volume 80, Issue 3, Pages 413–435, https://doi.org/10.2307/1880728
Myers, S. C. (1977), Determinants of corporate borrowing, Journal of Financial Economics, 5 (2), 147-175.
Myers, S. C., & Majluf, N. S. (1984), Corporate financing and investment decisions when firms have information that
investors do not have, Journal of Financial Economics, 13 (2), 187-221.
Naoki, S. (2012), Firms’ Cash Holdings and Performance: Evidence from Japanese corporate finance, Research Institute
of Economy, Trade and Industry (RIETI), Discussion papers Series 12-E-031, pp 1-35.
Nisasmara, P. W., & Musdholifah, M. (2016). Cash holding, good corporate governance and firm value. JDM (Jurnal
Dinamika Manajemen), 7(2), 117-128.
Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R. (1999), The determinants and implications of corporate cash holdings,
Journal of Financial Economics, 52 (1), 3-46.
Pinkowitz, L. & Williamson, R. (2002), What is a Dollar Worth? The Market Value of Cash Holdings, Journal of Applied
Corporate Finance, 19. 10.2139/ssrn.355840.
Rocca, L. M., & Cambrea, D. R. (2019). The effect of cash holdings on firm performance in large Italian companies.
Journal of International Financial Management & Accounting, 30(1), 30-59.
Rocca, L. M., Staglianò, R., Rocca, L. T., Cariola, A., & Skatova, E. (2019). Cash holdings and SME performance in
Europe: The role of firm-specific and macroeconomic moderators. Small Business Economics, 53(4), 1051-1078.
Saddour, K. (2006). The determinants and the value of cash holdings: Evidence from French firms. (No.
halshs-00151916).
Vijayakumaran, R., & Atchyuthan, N. (2017). Cash holdings and corporate performance: Evidence from Sri Lanka.
International Journal of Accounting & Business Finance, Issue 1, pp 1-11
Yun, J., Ahmad, H., Jebran, K. & Muhammad, S. (2020), Cash holdings and firm performance relationship: Do firm-
specific factors matter?, Ekonomska Istraživanja/Economic Research. 33. 10.1080/1331677X.2020.1823241.
38 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022
nguon tai.lieu . vn
