Dữ liệu được trình bày dưới dạng bảng thống kê mô tả, biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ được mô tả các nội dung sau: tên biến, ý nghĩa biến, số mẫu quan sát, giá trịnhỏnhất, giá trịlớn nhất, trung bình cộng, độlệch chuẩn.
Bảng 4.1. Bảng thống kê mô tảgiữcác biến trong mô hình
Stt Tên biến Ý nghĩa
Mẫu quan sát Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn 1 FCF Dòng tiền tự do 320 -.0844 1.9142 .286435 .288107 2 D/E Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu 320 .0697 8.0136 1.542921 1.312427 3 LTDR Tỷ lệ nợ dài hạn 320 0.0002 5.9542 .4430256 .6839036 4 SIZE
Quy mô doanh nghiệp
320
12.3063 16.9543 14.43291 1.008285
5 PRFT Lợi nhuận 320 -.006844 .35696 .004 .0200363
6 MGR
Quyền sở hữu quản
lý
320 0.0000 1 .0668963 .1382289
7 TOBINQ TobinQ 320 .2639523 5.567257 .9316236 .5792452
8 ROA
Tỷ suất lợi nhuận
trên tổng tài sản
320 -11.88 39.09 7.10065 7.747203
9 DIV Chi trả cổ tức 320 0 1 .7 .4589703
Nguồn: Kết quảphân tích Stata từsốliệu thu thập
Thông qua kết quảtrình bàyở Bảng 4.1, cho thấy dòng tiền tựdo được tính bằng thu nhập hoạt động cộng khấu hao chia cho tổng tài sản có giá trị trung bình từ
các công niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2010 –
2013 chiếm 28,643% . Nghiên cứu của các nước trên thếgiới gần đây cũng cho
thấy dòng tiền tự do không giống nhau như: trong bài nghiên cứu của Lingling ( 2004),các công ty tăng trưởng thấpởNhật có dòng tiền tựdo trung bình là 2,3%
trong khi các công ty tăng trưởng cao có dòng tiền tựdo trung bình là 4,3%; các công tyở Đài Loantrong bài nghiên cứu của Wang (2010) thì có dòng tiền tựdo trung bình là 8,05% và trong bài nghiên cứu của Khan et al (2012) các công tyở
do của các nước trên thếgiới đều khác nhau và dòng tiền tựdoở Việt Nam tương đối cao so với các nước đã nghiên cứu.
Tỷlệnợ trên vốn chủsở hữu được tính bằng tổng nợ chia vốn chủsở hữu và tỷ lệ nợ dài hạn được tính bằng nợ dài hạn chia cho nợ dài hạn cộng với nợ
ngắn hạn. Hai tỷlệ này được sửdụng để đo đòn bẩy tài chính của các công ty. Tỷ
lệnợ trên vốn chủsởhữu của các công ty được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TPHCM có giá trị trung bình là 154,29% chứng tỏ các công ty đã sửdụng nợ nhiều hơn vốn chủ sở hữu trong quá trình hoạt động. Tỷlệ nợ dài hạn cũng được sử dụng để đo tỷ lệ nợ. Giá trị trung bình của các khoản nợ dài hạn là 0,4430 chứng tỏ rằng công ty sử dụng 44,30% nợ dài hạn để tài trợ cho hoạt
động của mình.
Quy mô của công ty được tính bằng cách lấy logarit của tổng tài sản, quy mô công ty có giá trị trung bình nằm ở khoảng 14,43 công ty có quy mô thấp nhất là 12,3 và công ty có giá trịquy mô cao nhất là 16,95
Lợi nhuận của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM
trong giai đoạn nghiên cứu có giá trị thấp nhất là–0,684% , có giá trị trung bình là 0,4%. Và cao nhất là 35,696%.Điều này giải thích rằng cứtrung bình một cổ
phiếu thì mang lại 0,4đồng lợi nhuận.
Tỷlệquyền sở hữu quản lý được tính bằng số lượng cổphiếu được nắm giữ bởi người quản lý chia cho tổng số cổ phiếu đang lưu hành. Trong thời gian nghiên cứu quyền sở hữu quản lý các công ty có giá trị trung bình là 0,0668 có nghĩa là trung bình có 6,68% tổng số cổphiếu đang lưu hành được nắm giữ bởi
người quản lý của công ty.
Tobin’Q trong nghiên cứu của tác giả được sử dụng để đo lường cơ hội
đầu tư và tăng trưởng. Nó được đo bằng giá thị trường của vốn chủ sở hữu cộng giá trị sổsách của nợ dài hạn cộng giá trị sổsách của nợ ngắn hạn chia cho tổng tài sản. Giá trị trung bình của Tobin’Q là 93,162% cho thấy rằngcơ hội đầu tư và
phát triển cao trong ca1v công ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán TPHCM.
Tỷsuất sinh lợi trên tổng tài sản có giá trị trung bình là 7.1065, giá trịnhỏ
nhất là -11,88 và giá trị lớn nhất là 39,09. Điều này cho thấy suất lợi nhuận trên tài sản của các công ty chưa cao và còn bị âm.
Tỷ lệ chi trả cổ tức có giá trị trung bình là 0,7 chứng tỏ trung bình có 70% cổ tức được trả từ các công ty trong các năm nghiên cứu.
4.2. Phân tích tương quanPearson giữa các biến.
Phân tích tương quan là một phép phân tích được dùng để lượng hóa mức
độ chặt chẽ mối liên hệ giữa các biến định lượng trong mô hình nghiên cứu. Hệ
số tương quan giải thích mối quan hệgiữa hai biến. Nó cho thấy sự thay đổi của biến này là do sự thay đổi của biến khác (Kohler, 1994). Hệsố tương quan có giá trị từ -1 đến 1. Trị tuyệt đối của hệsốcàng gần 1 thể hiện mối tương quan càng
cao. Giá trị âm thể hiện mối tương quan ngược chiều (Nguyễn Trọng Hoài và ctg, 2009). Bảng 4.2 cho thấyma trận phân tích hệ số tương quan Pearson. Phân tích này giúp xác định các mối quan hệ tồn tại giữa các biến độc lập hoặc giải
Bảng 4.2: Hệsố tương quan Pearson
BIẾN FCF D/E LTRD SIZE PRFT MGR TOBINQ ROA DIV
FCF 1 DE -0,2323 1 0,0000 LTRD 0,1749 0,6065 1 0,0017 0,0000 SIZE -0,0366 0,2425 0,1813 1 0,5140 0,0000 0,0011 PRFT -0,0414 -0,0337 -0,0549 0,0056 1 0,4601 0,5480 0,3277 0,9211 MGR -0,1446 0,1199 -0,0264 -0,0845 0,3486 1 0,0096 0,0320 0,6380 0,1316 0,0000 TOBINQ 0,4198 0,0175 0,1187 0,1468 -0,0167 -0,0705 1 0,0000 0,7556 0,0338 0,0085 0,7664 0,2084 ROA 0,2865 -0,5151 -0,3510 0,0636 0,0827 -0,2033 0,1867 1 0,0000 0,0000 0,0000 0,2569 0,1398 0,0003 0,0008 DIV 0,0750 -0,2617 -0,2194 -0,1210 -0,0397 -0,1294 0,0669 0,3296 1 0,1810 0,0000 0,0001 0,0305 0,4786 0,0205 0,2330 0,0000
Nguồn: Kết quảphân tích Stata từsốliệu thu thập
Dựa vào hệ số tương quan Pearson trong bảng 4.2, tác giả tiến hành phân tích mối tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình xem có tương quan
mạnh hay yếu đểtừ đó xem có dấu hiệu đa cộng tuyến hay không.
Biến D/E có mối tương quan âm với biến FCF có nghĩa là các công ty sử dụng nợcàng nhiều thì dòng tiền tựdo càng lớn với mức ý nghĩa 1%.
Biến LTDR có mối tương quan dương FCF với hệ số tương quan là
0,1749 giá trị p - value = 0,0017, điều này cho thấy rằng tỷlệ nợdài hạn càng lớn thì dòng tiền tựdo trong công ty càng lớn .
Các biến SIZE, PRFT và MGR có mối tương quan âm với FCF tương ứng với các hệsố tương quan là-0,0366, -0.0414, -0,1446 và giá trịp–value lần lượt là 0,514, 0,461, 0,0096. Điều này có nghĩa là khi quy mô công ty, lợi nhuận, quyền sở hữu quản lý càng tăng thì dòng tiền tự do càng giảm nhưng chỉ có quyền sởhữu quản lý là có ý nghĩa ởmức 10%.
Các biến TOBINQ, ROA và DIV có mối tương quan dương cới FCF
tương ứng với hệsố tươngquan là 0,4198, 0,2865, 0,0750 và giá trị p–value lần
lượt là 0, 0 và 0,181. Như vậy, khi Tobin’Q, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản và chi trả cồ tức càng tăng thì dòng tiền tự do càng tăng. Tuy nhiên, chỉ có TOBINQ và ROA có ý nghĩa thống kêở mức 1%.
Bên cạnh đó ta thấy có mối tươngquan giữa các biến độc lập, ta thấy hệ
số tương quan giữa các biến độc lập thấp, nên khó có thể xảy ra hiện
tượng đa cộng tuyến, ngoại trừ mối tương quan giữa Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (D/E) với Tỷlệ nợ dài hạn (LTDR) là tương đối cao tương ứng 0.6065 nghĩa là những công ty có tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu càng cao thì tỷ lệ nợ dài hạn càng cao và ngược lại. Tuy nhiên để xem có hiện
tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập hay không thì cần phải kiểm
4.3. Kiểm tra đa cộng tuyến
Tác giả dùng hệ số VIF (variance inflation factor – hệ số phóng đại
phương sai) đểkiểm tra các vấn đềvề đa cộng tuyến.
Bảng 4.3: Hệsố phóng đại phương sai
Biến VIF 1/VIF DE 2,04 0,4894 LTRD 1,67 0,600015 ROA 1,66 0,6011 MGR 1,25 0,801029 PRFT 1,18 0,850649 DIV 1,17 0,854023 SIZE 1,16 0,862229 TOBINQ 1,09 0,914987 Mean VIF 1,4
Ta thấy giá trị VIF của tất cả các hệ số trong các phương trình hồi quy dao động trong khoảng từ 1,09 đến 2,04. Theo quy tắc nhận biết đa cộng tuyến nhanh (rule of thumb), nếu VIF >10 thì có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (Gujarati, 2004). Như vậy, ta có thể kết luận không có hiện
tượng đacộng tuyến xảy ra giữa các biến trong mô hình hồi quy.
4.4. Hồi quy tuyến tính các biến trong mô hình
Hồi quy lần lượt biến phụthuộc là dòng tiền tựdo (FCF) và tám biến độc lập là Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu (D/E), Tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR), Quy mô doanh nghiệp (SIZE), Lợi nhuận (PRFT), Quyền sở hữu quản lý (MGR), Tobinq (TOBINQ), tỷsuất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), Chi trả cổ tức (DIV) theo mô hình pooled OLS. Kết quảhồi quy được thểhiệnởbảng sau:
Bảng 4.4: Bảng phân tích kết quảhồi quy đa biến Tên biến Hệ số P Độ lệch chuẩn D/E -0,0874 0,000 0,1404 LTRD 0,1884 0,000 0,2433 SIZE -0,0258 0,062 0,1377 PRFT -0,4719 0,499 0,6975 MGR -0,0468 0,654 0,1042 TOBINQ 0,1751 0,000 0,2326 ROA 0,0069 0,001 0,0215 DIV -0,0197 0,518 0,0309 _cons 0,5161 0,009 0,1953 Prob > F 0,0000 R-squared 0,3776 Adj R-squared 0,3616
Nguồn: Kết quảphân tích Stata từsốliệu thu thập
Bảng 4.4 cho thấy các biến D/E, LTDR, ROA và Tobin’Q có ý nghĩa ởmức 1%,
trong đó D/E tác động ngược với biến phụthuộc (FCF), LTRD và ROA tác động
ngược chiều với biến phụthuộc (FCF) . Biến SIZE có ý nghĩa ởmức 10% và tác
động ngược chiều với biến phụ thuộc (FCF). Các biến PRFT, MGR, DIV không có ý nghĩa thống kêở mức ý nghĩa1%.
Hệ số xác định R2 (R Square) = 0,3776, kết quả này cho biết 37,76% sự
biến thiên của dòng tiền tự do tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng
khoán TP.HCM trong giai đoạn 2010 – 2013 được giải thích bởi các biến Tỷ lệ
nợdài hạn, Tỷlệnợtrên vốn chủ sở hữu, Tobin’Q và tỷsuất lợi nhuận trên tổng tài sản với mức ý nghĩa 1%. Còn lại (100%–37,76%) = 62,24 % biến thiên trong dòng tiền tự do của các công ty không giải thích được bởi các biến độc lập trong mô hình.
Hệ số xác định R2hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0.3616, kết quả này cũng cho biết 36,16% biến thiên trong biến phụ thuộc dòng tiền tự do được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Việc dùng thêm hệsốHệsố xác định R2hiệu chỉnh để xem mô hình hồi quy có bị thổi phồng lên qua Hệ số xác định R2 không. Vì Hệsố xác định R2 sẽ tăng khi đưa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng Hệsố xác định hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độphù hợp của mô hình.
4.5 Kiểmđịnhphương sai thay đổi và tự tương quan
Bảng 4.5 Kết quảkiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan
Kiểm định phương sai Chi2(1) 122,92 Prob>chi2 0.0000 Kiểm định tự tương quan F( 1,79) 3,744 Prob > F 0,0566
*Dùng kiểm định Wald đểkiểm tra phương sai thay đổi với giảthuyết sau:
H0: không có phương sai thay đổi
H1: có phương sai thay đổi
Dựa vào bảng 4.5 ta thấy mô hình OLS có phương sai thay đổi ở mức ý nghĩa 1%.
* Để kiểm tra giữa các sai số có mối tương quan với nhau hay không, tác giả
dùng Wooldridge test với giảthuyết là:
H0: không có tự tương quan bậc 1
H1: Có tự tương quan bậc 1
Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định cho kết quả là Prob =0,0566 . Vậy prob > 0,05 nên chấp nhận giảthiết Ho : không có sựtự tương quan.
4.6 Phân tích kết quảhồi quy sau khi hiệu chỉnh
Do các mô hình hồi quy tồn tại phương sai thay đổi nên tác giả khắc phục bằng
phương pháp hồi quy Robust trên dữliệu bảng đểmô hình hồi quy đạt hiệu quả. Bảng 4.6 Kết quảhồi quy Robust khắc phục phương sai thay đổi trong mô hình
Tên biến Hệ số P Độ lệch chuẩn D/E -0,0874* 0,000 0,0132 LTRD 0,1884* 0,000 0,0310 SIZE -0,0258 0,115 0,0163 PRFT -0,4719 0,16 0,3350 MGR -0,0468 0,659 0,1058 TOBINQ 0,1751* 0,000 0,0445 ROA 0,0069* 0,003 0,0023 DIV -0,0197 0,534 0,0316 _cons 0,5161 0,02 0,2201 Prob > F 0,000 R-squared 0,3776
Nguồn: Kết quảphân tích Stata từsốliệu thu thập
Ghi chú: * là mức ý nghĩa là 1%
Dựa vào kết quảhồi quy ở bảng 4.6 cho thấy có 4 trong 8 yếu tố tác động
đến dòng tiền tự do của các công ty, trong đó có 2 yếu tố được sửdụng như đòn bẩy tài chính tác động mạnh đến dòng tiền tự do, bao gồm: Tỷ lệ nợ dài hạn và Tỷlệ nợ trên vốn chủsở hữu, còn lại 2 yếu tốcũng góp phần tác động đến dòng tiền tựdo, bao gồm: Tobin’Q, Tỷsuất lợi nhuận trên tổng tài sản.
Như vậy, mô hình chuẩn hóađược viết lại như sau:
4.6.1 Tỷlệnợtrên vốn chủsởhữu
Giảthuyết 1: Có mốitương quan âmgiữa Tỷlệnợ trên vốn chủsở hữu và dòng tiền tựdo.
Kết quả hồi quy bảng 4.6 cho thấy Hệ số chặn β1 = -0.0874, cho biết
trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Tỷlệnợtrên vốn chủsởhữu tăng 1 đơn vịthì dòng tiền tựdo của công ty giảm xuống 0,0874đơn vịvà ngược lại.
Giá trịp -value = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Chứng tỏgiảthuyết đưa
ra phù hợp với kết quảnghiên cứu.
Như vậy nghĩa là Tỷlệnợtrên vốn chủsởhữu có mối tương quan âm với dòng tiền tựdo của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong
giai đoạn 2010–2013. Tỷsốnày thấp hơn 1 nghĩa là doanh nghiệp sửdụng nợít
hơn vốn chủ sở hữu để tài trợ cho tài sản. Điều này có mặt tích cực là khả năng
tự chủtài chính và khả năng còn đư ợc vay nợ của doanh nghiệp cao. Ngược lại, tỷ số này lớn hơn 1 có nghĩa là doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ hơn là sử dụng vốn chủ sở hữu để tài trợ cho tài sản. Điều này khiến cho doanh nghiệp quá phụ
thuộc vào nợvay, khả năng tự chủtài chính cũng như khả năng cònđược vay nợ
của doanh nghiệp thấp. Nếu công ty sử dụng nợ trong cơ cấu vốn càng nhiều càng thì càng có nhiều chủ nợ quan tâm đến việc thu hồi vốn gốc của họ. Khi
người quản lý không đủkhả năng thanh toán các khoản nợ đến hạn thì họ có thể
kiện công ty ra tòa án khiến cho khả năng sử dụng dòng tiền tựdo cho mục đích riêng tư của người quản lý giảm xuống. Hơn nữa, sử dụng nợ làm tăng nguy cơ
phá sản của công ty và khả năng mất việc làm của người quản lý nên họsẽ tránh
đầu tư vào các dự án có NPV âm. Do đó, nợ cũng là một cơ chế để kiểm soát dòng tiền tựdo.
Kết quảnghiên cứu Tỷlệnợ trên vốn chủ sở hữu có mối tương quan âm
với dòng tiền tự do của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Tp.