Giới thiệu

Trong thị trường vốn không hoàn hảo tức là một thị trường tài chính có chi phí giao dịch và có các trở ngại về tài chính, mức độ nắm giữ tiền mặt trên bảng cân đối kế toán của các doanh nghiệp là trọng tâm trong phát triển tài chính doanh nghiệp (López-Gracia và Sogorb-Mira, 2015; Mansali và cộng sự, 2019).

Mục đích của việc các doanh nghiệp nắm giữ tiền mặt là để: (i) Bảo vệ các khoản đầu tư bị thua lỗ trong tương lai trong thị trường vốn không hoàn hảo (Myers và Majluf, 1984), đặc biệt là nếu họ dự kiến phải đối mặt với những hạn chế tài chính hoặc rủi ro vỡ nợ; (ii) Tránh những chi phí giao dịch chủ yếu liên quan đến việc bán hoặc huy động vốn trên thị trường vốn. Sự bất cân xứng về thông tin giữa các nhà quản lý và nhà đầu tư, khiến các doanh nghiệp sẵn sàng nắm giữ nhiều tiền mặt hơn vì động cơ phòng ngừa như một cách để tránh chi phí giao dịch và đầu tư dưới mức.

Một lượng lớn tài liệu nghiên cứu về kế toán và tài chính (Han và Qiu, 2007; Denis và Sibilkov, 2010; López-Gracia và Sogorb-Mira, 2015; Kling, 2016; Mansali và cộng sự, 2019) cho thấy, sự bất cân xứng thông tin ảnh hưởng tiêu cực đến chi phí tài trợ bên ngoài và do đó làm tăng việc nắm giữ tiền mặt. Nghiên cứu này đánh giá tác động trực tiếp của hạn chế tài chính đối với xu hướng dòng tiền mặt của doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam.

Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu

- Lý thuyết chi phí giao dịch (Transaction costs): Các doanh nghiệp có thể phải đối mặt tình trạng thiếu dòng tiền sẽ tìm kiếm nguồn vốn bên ngoài để tài trợ cho các cơ hội đầu tư của mình. Lượng tiền mặt lớn trong các doanh nghiệp có thể xuất phát từ hoạt động bán tài sản hoặc cắt giảm cổ tức và cũng bằng cách phát hành nợ hoặc vốn cổ phần mới (Kim và cộng sự, 1998).

Tuy nhiên, vốn bên ngoài làm tăng chi phí giao dịch, thường có thể được chia thành chi phí có quy mô cố định và chi phí thay đổi. Các doanh nghiệp phải đối mặt với những xung đột tài chính cao hơn sẽ nắm giữ lượng tiền mặt và các khoản tương đương tiền lớn hơn. Do đó, các doanh nghiệp chưa niêm yết sẽ được kỳ vọng tiết kiệm được nhiều tiền mặt và các khoản tương đương từ nguồn vốn nội bộ hơn so với các doanh nghiệp đã niêm yết.

- Lý thuyết chi phí nợ đại diện (Agency costs of debt): Myers (1977) cho rằng vấn đề đầu tư dưới mức khi các doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao từ bỏ các khoản đầu tư sinh lời vì lợi nhuận từ những khoản đầu tư đó được chia cho các chủ nợ. Tuy nhiên, nếu các cơ hội đầu tư tiềm năng có giá trị cao, vượt qua chi phí nắm giữ tiền mặt thì các doanh nghiệp nên có động cơ tiết kiệm đủ tiền mặt để thực hiện các khoản đầu tư đó. Giả sử rằng các doanh nghiệp chưa niêm yết có đòn bẩy tài chính cao, họ sẽ tiết kiệm đủ tiền mặt để đáp ứng các cơ hội đầu tư và tránh rủi ro khó khăn.

- Lý thuyết chi phí thông tin bất cân xứng (Asymmetric information costs): Các doanh nghiệp chưa niêm yết phải đối mặt với sự thiếu hụt dòng tiền và cần phát hành nợ hoặc vốn cổ phần mới, các nhà đầu tư có thể giảm giá chứng khoán cho đến khi chi phí huy động vốn mới trở nên quá cao. Do đó, các doanh nghiệp chưa niêm yết sẽ tiết kiệm được nhiều tiền và các khoản tương đương tiền hơn so với các doanh nghiệp niêm yết vì các doanh nghiệp chưa niêm yết bị ảnh hưởng nhiều hơn bởi sự bất cân xứng thông tin. Hơn nữa, nếu các doanh nghiệp niêm yết không bị ảnh hưởng bởi sự bất cân xứng thông tin, họ có thể sẽ không thực hiện bất kỳ chính sách nắm giữ tiền mặt có hệ thống nào.

- Kaplan và Zingales (1997) định nghĩa: “Hạn chế tài chính là việc các doanh nghiệp phải đối mặt với sự chênh lệch giữa chi phí bên trong và chi phí bên ngoài của vốn”. Dựa trên tài liệu nghiên cứu ban đầu của Kaplan và Zingales (1997), nghiên cứu của Hu và Liu (2015), Meng và cộng sự (2020) đã tiến hành phát triển một chỉ số KZ_FCON với phương trình Euler tuyến tính như sau:

CFIit là lưu chuyển tiền thuần từ hoạt động đầu tư của doanh nghiệp i hàng năm; D_it là cổ tức chi trả bằng tiền và cổ phiếu của doanh nghiệp i trong năm t; C_it là lượng tiền và tương đương tiền được nắm giữ tại doanh nghiệp i cuối năm t; A_(i,t-1) đại diện cho giá trị trễ bậc 1 của tổng tài sản doanh nghiệp i tại thời điểm kết thúc năm tài chính; LEV_(it ) là hệ số đòn bẩy tài chính đươc tính bằng Tổng nợ phải trả trên Tổng tài sản của doanh nghiệp i hàng năm. Các chỉ số i và t sẽ lần lượt đại diện cho doanh nghiệp và năm tài chính.

Biến động dòng tiền mặt là tỷ lệ thay đổi tiền mặt và các khoản tương đương tiền (Han và Qiu, 2007; Becker và Sivadasan 2010). Các dòng nghiên cứu trước giả định rằng các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính hành xử khác với các doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính. Đặc biệt, các doanh nghiệp bị hạn chế phải đối mặt với những khó khăn nghiêm trọng trong việc tiếp cận nguồn vốn bên ngoài và do đó áp dụng chính sách tích trữ tiền mặt, trong khi các doanh nghiệp không bị hạn chế có thể tự do tiếp cận vốn bên ngoài và không tuân theo bất kỳ chính sách tiền mặt nào. Tuy nhiên, việc tuân thủ chính sách nắm giữ tiền mặt gây tốn kém cho các doanh nghiệp bị hạn chế tài chính khi họ từ bỏ các khoản đầu tư hiện tại để bảo vệ các cơ hội đầu tư tiềm năng trong tương lai. Hơn nữa, lợi thế kinh tế theo quy mô đã được ghi nhận khi tìm kiếm nguồn vốn trên thị trường vốn, do đó khiến các doanh nghiệp bị hạn chế có xu hướng tích trữ tiền mặt (Lotti và Marcucci, 2007).

Becker và Sivadasan (2010) nhấn mạnh, các quốc gia có hệ thống tài chính phát triển tốt trong việc giảm thiểu chi phí giao dịch và khắc phục tình trạng bất cân xứng thông tin. Do đó, các doanh nghiệp được khuyến khích sử dụng các nguồn tài trợ bên ngoài, tác động của hạn chế tài chính trở nên yếu hơn khi có sự phát triển tài chính. Han và Qiu (2007), Denis và Sibilkov(2010) cho rằng, vai trò quan trọng của hạn chế tài chính đối với chính sách tiền mặt của các doanh nghiệp niêm yết.

Theo López-Gracia và Sogorb-Mira (2015), các doanh nghiệp chưa niêm yết trên TTCK tại Tây Ban Nha gặp nhiều khó khăn hơn so với các doanh nghiệp niêm yết khi tìm kiếm nguồn tài trợ từ thị trường bên ngoài. Do hạn chế tài chính nên họ thường có xu hướng tích trữ một lượng tiền mặt đáng kể từ dòng tiền được tạo ra. Kling (2018) sử dụng dữ liệu của Hoa Kỳ giai đoạn 1998-2012, kết luận rằng các dòng tiền không chắc chắn sẽ dẫn đến việc nắm giữ tiền mặt để đề phòng hạn chế tài chính. Ngược lại, việc nắm giữ tiền mặt phòng ngừa sẽ làm giảm rủi ro mất khả năng thanh toán, tăng cường khả năng tiếp cận nguồn tài chính ngắn hạn. Điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết chi phí nợ và bất cân xứng thông tin và đồng nhất quan điểm với Mehrabanpour và cộng sự (2020).

Phương pháp nghiên cứu

López-Gracia và Sogorb-Mira (2015) khẳng định, hành vi giữa các doanh nghiệp bị hạn chế và không bị hạn chế tài chính đối với chính sách tiền mặt của doanh nghiệp là khác nhau. Kết quả nghiên cứu này đã được chứng minh bởi Han và Qiu (2007), Denis và Sibilkov (2010), Kling (2018), Mehrabanpour và cộng sự (2020), Kumar và Ranjani (2018), Liang và Xiaomeng (2024). Để kiểm tra lập luận này, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu để đánh giá tác động của chỉ số KZ_FCON (hạn chế tài chính) đo lường bằng phương trình Euler tuyến tính đến biến động của dòng tiền trong lĩnh vực kinh doanh và đầu tư bất động sản như sau:

Trong đó: ∆CASH_CFSE là biến động dòng tiền mặt; KZ_FCON (hạn chế tài chính) đo lường bằng phương trình Euler tuyến tính và chỉ số này càng cao thì doanh nghiệp càng hạn chế tài chính, CFLOW (dòng tiền thuần), NWC (vốn lưu động ròng), SIZE (quy mô doanh nghiệp), GROWTH (cơ hội tăng trưởng), GDP (tăng trưởng kinh tế) và CPI (lạm phát). βk là hệ số hồi quy tương ứng với các nhân tố trong mô hình nghiên cứu. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán của các doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam với i = 1,2,..57 và t làm thời điểm nghiên cứu của giai đoạn 2015-2022.

Bản chất dữ liệu của nghiên cứu cho phép sử dụng phương pháp dữ liệu bảng để kiểm tra các mô hình tài chính. Kiểu phân tích này kiểm soát tính không đồng nhất của doanh nghiệp và làm giảm tính cộng tuyến giữa các biến nghiên cứu. Tương tự như vậy, phương pháp kinh tế lượng này cho phép nhóm loại bỏ sai lệch tiềm ẩn trong các ước tính kết quả do mối tương quan giữa các tác động riêng lẻ không thể quan sát được và các biến giải thích được đưa vào nghiên cứu. Trong khuôn khổ phương pháp xu hướng tổng quát hệ thống (SYS-GMM) của Hansen (1982), Arellano và Bond (1991) thì các biến nội sinh KZ_FCON và các biến ngoại sinh (CF/K, NWC, SIZE) được kiểm định phù hợp với kiểm đi Wu-hausman có ý nghĩa thống kê các mức 1%, 5% và 10% (Bảng 4).

Kết quả nghiên cứu