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. HCM là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lingling (2004) cho rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa các dòng tiền tự do và nợ. Li và Cui ( 2004) cũng lập luận rằng nợ làm giảm chi phí đại diện. Nghiên cứu của Fatma và Chichti (2010) kết luận rằng chính sách nợ là cơ chế chủ yếu của việc kiểm soát vấn đề dòng tiền tựdo. Fleming (2005) cũng đưa ra kết quảlà công ty sửdụng nợtối ưu trong
cơ cấu vốn có thể kiểm soát chi phí đại diện của dòng tiền tự do. Bên cạnh đó,
khi tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu có mối tương quan âm với dòng tiền tự do thì cũng phù hợp với kỳ vọng dấu mà tác giả đưa ra. Như vậy, ta có thể suy luận rằng các công ty được nghiên cứu trên thị trường chứng khoán TP.HCM giai
đoạn 2010 –2013 đã sửdụng nhiều nợ trong cơ cấu vốn, dòng tiền tựdo của họ
giảm là do họ phải loay hoay với việc thanh toán nhiều khoản nợ phải trả trong kỳ. Việc sửdụng nhiều nợ của các công ty trong giai đoạn nghiên cứu có lẽlà do sựthiếu hụt vốn trang trải khi nền kinh tếsuy thoái. Đây cũng là tình hình chung của hầu hết các công ty ở Việt Nam và được minh chứng là năm 2011 có đến 53.922 doanh nghiệp giải thể, năm 2012 thì số lượng doanh nghiệp giải thể tăng lên là 54.261 và đến năm 2013 có gần 61.000 doanh nghiệp giải thể đa phần do mất khả năng thanh toán.
Trong khi đó nghiên cứu của Ogundipe và cộng sự(2012) nghiên cứu các công ty thì thị trường mới nổi ở Nigerian thì cho rằng đòn bẩy tài chính có mối
tương quan dương với việc nắm giữtiền mặt.
4.6.2. Tỷlệnợdài hạn
Giảthuyết 2: Có mốitương quandương giữa tỷlệnợ dài hạn và dòng tiền tựdo.
Kết quảhồi quy cho thấy Hệsốchặn β2 = 0.1844, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷlệnợ dài hạn tăng 1 đơn vịthì dòng tiền tựdo của công ty tăng lên 0.1844đơn vị và ngược lại.
Giá trị p - value = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Giảthuyết nghiên cứu
đưa ra được chấp nhận,
Như vậy, tỷlệ nợ dài hạn có mối tương quan dương đến dòng tiền tự do của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM, nghĩa là các công ty nào có nợdài hạn càng nhiều thì dòng tiền từtựdo sẽcàng lớn.
Kết quả nghiên cứu của tác giả lại phù hợp với nghiên cứu của Ogundipe và cộng sự(2012) khi nghiên cứu các công ty trên thị trường mới nổi ởNigerian cho rằng đòn bẩy tài chính có mối tương quan dương với lượng tiền mặt của công ty. Và điều này lại hoàn toàn trái ngược với kỳvọng dấu của tác giả, cũng trái ngược với dấu của mô hình gốc của Khan et al (2012). Lý thuyết trật tựphân
hạng của Myers (1984) kết luận rằng để tài trợ cho các khoản đầu tư công ty
thường sửdụng đầu tiên là thu nhập giữlại, sau đó mới đến nợ an toàn và nợ rủi ro, cuối cùng là vốn chủ sở hữu. Như vậy, nếu dòng tiền hoạt động hiện tại của
công ty đủ để tài trợ cho các khoản đầu tư mới, kế đến là trả nợ và tích lũy tiền mặt ( tiền tựdo) hoặc nếu thu nhập giữlại không đủ để tài trợ cho các khoản đầu
tư hiện tại thì doanh nghiệp sẽ sửdụng đến tiền mặt tích lũy và nếu cần thiết thì mới vay nợ. Từ đó, ta có thể thấy rằng việc sửdụng đòn bẩy tài chính là nợ dài hạn chỉ được sử dụng trong các doanh nghiệp có dòng tiền hoạt động không đủ đểtài trợcho các khoản đầu tư mới.
Ứng dụng kết quảnghiên cứu ta có thểthấy rằng tại sao nợ ( bao gồm nợ
dài hạn và nợngắn hạn) thì là giảm dòng tiền tựdo còn chỉ có nợdài hạn thì làm
tăng dòng tiền tự do. Vậy chứng tỏ rằng các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP. HCM giai đoạn 2010 – 2013 đã sử dụng quá nhiều nợ ngắn hạn trong cơ cấu vốn và chính nợ ngắn hạn đã làm giảm dòng tiền tựdo, vì như chúng ta đã biết nợngắn hạn là các khoản nợcó thời hạn dưới 1 năm và nó là các
khoản nợ như phải trảnhà cung cấp, phải trả người lao động, phải trảkhác và các khoản nợtín dụng… Doanh nghiệp phải đối mặt với các khoản nợnày cứliên tục
đến hạn buộc phải thanh toán nên làm giảm dòng tiền tự do. Còn nợ dài hạn, về
mặt lý thuyết thì, nợ sẽ làm tăng khối lượng tiền trong công ty và nợ dài hạn là khoản nợ có thời hạn trên 1 năm nên các công ty có nợ dài hạn càng nhiều thì dòng tiền tựdo sẽcàng lớn.
4.6.3 Tobin’Q
Giảthuyết 6: Có mối tương quan dương giữa Tobin’Q và dòng tiền tựdo.
Theo kết quả hồi quy ở bảng 4.3 cho thấy Hệ số chặn β6 = 0,1751, cho biết trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Tobin’Q tăng 1 đơn vị thì dòng tiền tựdo của công tytăng lên 0,1751đơn vị và ngược lại.
Giá trị p -value = 0.000 nhỏ hơnmức ý nghĩa 1%. Giả thuyết đưa ra phù
hợp với kết quảnghiên cứu.
Theo kết quả này thì cơ hội đầu tư và tăng trưởng của công ty có mối
thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2010 – 2013. Điều này có thể
giải thích là do các công tycó cơ hội đầu tư và tăng trưởng cao thì luôn có dòng tiền tự do lớn nhằm tránh việc bỏ lỡ bất kỳ dự án nào mang lại lợi nhuận cho
công ty. Do đó, các nhà quản lý trong công ty có nhiều cơ hội đầu tư và tăng trưởng dể dàng tiếp cận dòng tiền tự do để tư lợi. Điều này sẽ làm tăng chi phí
giám sát hoạt động của họdẫn đến chi phí đại diện tăng lên.
Tóm lại, kết quảnày phù hợp với rất nhiều nghiên cứu trước và cũng phù hợp với kỳvọng dấu của tác giả. Ferreira et al (2004) chỉ ra rằng các công ty có
cơ hội đầu tư và tăng trưởng cao sẽ nắm giữ dòng tiền tự do cao để tránh khủng hoảng tài chính. Opler et al (1999) cho rằng công ty thích giữnhiều tiền mặt khi họcó cơ hội đầu tư có lợi nhuận và sẽdẫn tới sự gia tăng của dòng tiền tựdo.
Tuy nhiên, nghiên cứu của Afza và Adnan (2007), và Sohani Islam (2012) cũng cho thấy mối tương quan âm giữa cơ hội tăng trưởng và tiền tự do trong doanh nghiệp. Kết quả này ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng, cho rằng doanh nghiệp đầu tư từ việc sử dụng tài trợ nội bộ sẽ làm cho nguồn quỹnội bộ giảm xuống, do đó tiền tựdo trong doanh nghiệp sẽíthơn.
4.6.4 Tỷsuất lợi nhuận trên tổng tài sản
Giảthuyết 7: ROA có mối tương quan dương đến dòng tiền tựdo
Theo kết quảhồi quy cho thấy hệsốchặn β7 = 0.0069, cho biết rằng trong
điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Tỷsuất lợi nhuận trên tổng tài sản tăng 1 đơn vịthì dòng tiền tựdo của công tytăng lên 0.0069đơn vị và ngược lại.
Giá trị p - value = 0.003 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%. Giảthuyết đưa raphù hợp với kết quảnghiên cứu.
Dụa vào kết quả trên, ta thấy ROA của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM có mối tương quan dương đến dòng tiền tựdo. Khi tài sản của các công ty hoạt động càng hiệu quả thì lợi nhuận của công tyđược tạo ra càng nhiều, công ty sẽcó nhiều dòng tiền tự do hơn nên sẽ làm xuất hiện
chi phí đại diện của dòng tiền tự do. Từ đó ta có thể thấy rằng các nhà quản lý các công tyở Việt Nam thường tập trung vào việc đưa ra nhiều biện pháp nhằm
tận dụng hết các nguồn lực tài sản hiện có để tạo ra hiệu quảcao nhất mà chưa quan tâm đến việc quy mô công ty cóảnh hưởng đến dòng tiền tựdo hay không
Kết quảnày phù hợp với Nghiên cứu của Wang (2010, ) Nazir et al (2013) tìm thấy rằng có mối tương quan dương giữa dòng tiền tự do và chỉ số ROA.
Đồng thời cũng phù hợp với kỳ vọng dấu của tác giả đưa ra. Lý thuyết trật tự phân hạng thì cho rằng công ty có lợi nhuận sẽ đạt dòng tiền lớn từ hoạt động kinh doanh nên việc nắm giữtiền mặt sẽnhiều hơn.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Thông qua các bước kiểm định mô hình và kết quảhồi quy cho thấy rằng mô hình nghiên cứu đề xuất phù hợp với dữ liệu mà tác giả đã thu thập trên thị trường chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2010 – 2013. Kết quả các biến trong mô hình nghiên cứu cũng đã giải thích được 37,76% sựbiến thiên của dòng tiền tự do của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TPHCM. Trong
đó biến:
Tỷ lệ nợ dài hạn (LTDR), Tobin’Q (TOBINQ), tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) có mối tương quan dương đếnchi phí đại diện của dòng tiền tựdo
Tỷlệnợ trên vốn chủsởhữu (D/E) có mối tương quan âm đếnchi phí đại diện của dòng tiền tựdo.
Riêng Quy mô công ty (SIZE), Lợi nhuận (PRFT), Quyền sở hữu quản lý (MGR), chi trảcổtức (DIV) không có mối tương quan với dòng tiền tựdo.
Kết quả hồi quy cũng chứng minh được một vài điểm mới mà các nghiên cứu trước đây ởViệt Nam chưa được xem xét là:
Nói chung, Nợ ( bao gồm nợ dài hạn và nợ nắn hạn) trong các công ty càng cao thì dòng tiền tự do có xu hướng giảm. Do đó, chủ sở hữu công ty có xem nợ như là một công cụtrong việc kiểm soát chi phí đại diện. Tuy nhiên, việc sử dụng nợ quá nhiều trong cơ cấu vốn mà người quản lý sửdụng vốn đó không hiệu quả thì sẽ đưa công ty đến bờ vực phá sản. Mặt khác, nợ dài hạn trong cơ
cấu vốn cao làm cho dòng tiền tựdocó xu hướngtăng lên
Các công ty có cơ hội đầu tư và tăng trưởng càng cao, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản càng cao thì dòng tiền tựdo càng lớn và ngược lại
Không có sự tác động nào của quy mô công ty, lợi nhuận, quyền sở hữu quản lý và chi trảcổtức đến chi phí đại diện của dòng tiền tựdo.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN
Chương này trình tác giảbày phần tổng kết sau khi nghiên cứu đềtài, bao gồm những kết luận quan trọng của đềtài nghiên cứu và xem xét những hạn chế
của đềtài. Bên cạnh đó gợi ý các hướng nghiên cứu mởrộng hoặc chuyên sâu
hơn.
5.1. Kết luận
Tác giảsửdụng sốliệu từ báo cáo tài chính đãđư ợc kiểm toán trong giai
đoạn từ 2010 – 2013, với 320 quan sát của 80 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM để kiểm tra tác động của đòn bẩy tài chính đến dòng tiền tựdo.
Nghiên cứu sau khiđã qua quá trình xửlý sốliệu và chạy mô hình hồi quy trên phần mềm Stata kết quảthu được như sau:
Khi tiến hành hồi quy 8 biến độc lập trong mô hìnhđể tiến hành hồi quy thống kê và chỉ có 4 biến có ý nghĩa thống kê giải thích được 37,76% sự biến thiên của dòng tiền tự do của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP.HCM tronggiai đoạn 2010–2013. Bên cạnh đó, kết quảnghiên cứu cũng chỉ
ra rằng, dòng tiền tự do trung bình của các công ty ở Việt Nam trong giai đoạn