Một vấn đề thường gặp phải trong việc ước lượng mô hình hồi quy bội đó là đa cộng tuyến (multicollinearity). Nếu tồn tại đa cộng tuyến s làm cho kết quả ước lượng hông còn ch nh x c Đ phát hiện vấn đề đa cộng tuyến, quy tắc ki m định là khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập > 0,9 hoặc hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF variance – inflating factor) > 10 thì mức độ đa cộng tuyến được xem là cao. Các bảng dưới đ y tr nh bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến giải thích và hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) giữa các biến giải thích.
Kết quả ở các bảng cho thấy hệ số tương quan giữa các biến giải th ch đều thấp hơn 0 5 Đồng thời, hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mô h nh đều nh hơn 2 Do đó có th kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến giải thích xảy ra trong các mô hình.
- 58 -
Bảng 4.2. Ma trận hệ số tƣơng quan và hệ số VIF giữa các biến giải thích
DIV GOV FCF GROWTH BETA SIZE LEV PROF R2(j) VIF
DIV 1,000 GOV 0,0637 1,000 0,0280 1,0288 FCF 0,2099 0,1372 1,000 0,0989 1,1097 GROWTH 0,.2043 -0,0777 -0,0588 1,000 0,0786 1,0854 BETA -0,0982 0.0704 -0,0508 0,0145 1,000 0,0719 1,0774 SIZE -0.0045 0.0223 -0,1019 0,0919 0,2254 1,000 0,1900 1,2345 LEV -0,2426 -0,0379 -0,2590 0,0693 0,0792 0,3441 1,000 0,2136 1,2716 PROF 0,6733 0,0645 0,1848 0,2355 -0,1181 0,0912 -0,2136 1,000 0,1712 1,2066
Ghi chú: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả chạy từ phần mềm EVIEW. R2(j) là hệ số x c định chạy từ các hồi quy phụ của biến thứ j. VIF = 1/(1- R2(j))
- 59 -
4.1.3. Kết quả ƣớc lƣợng các mô hình hồi quy Bảng 4.3. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là DIV
iến Mô hình OLS Mô hình REM Mô hình FEM
Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống Hệ số hồi quy Ý nghĩa thống C 0.189613 0.0283 0.142296 0,1936 -0.229604 0,2991 GOV 0.009485 0,4976 0.010628 0,5477 -0.022293 0,6185 FCF 0.061551 ***0.0077 0.039197 **0,0657 0.019189 0,2087 SIZE -0.008293 0,2751 -0.003108 0,7445 0.029852 0,1246 GROWTH 0.025122 ***0,0068 0.029418 ***0,0003 0.036692 ***0,0000 LEV -0.052549 ***0,0033 -0.068379 ****0,0016 -0.080126 **0,0570 BETA -0.002634 0,7176 0.003307 0,6457 0.015263 **0,0955 PROF 0.260323 ***0,0000 0.224302 ***0,0000 0.166972 ***0,0000 Số quan s t 848 848 848 R2 điều chỉnh 0,4691430 0,370947 0,6442560 Hệ số Durbin- Watson 1,1169500 1,487382 2,0224490 Ý nghĩa mô hình 0,0000000 0,0000000 0,0000000 Ki m định Wald 0,0000000 0,0000000 0,0000000
Kết quả kiểm định Hausman để lựa chọn mô h nh Thống kê chi b nh phƣơng 60,2781 với P_Value = 0.0000 ***
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm EVIEW. ***, ** và * cho biết ý nghĩa 1%
- 60 -
Kết quả ki m định Hausman ở bảng 5.3 cho thấy giả thuyết Ho: sự khác biệt trong ý nghĩa hồi quy không có hệ thống; bị bác b ở mức 1% . Kết quả này hàm ý rằng mô h nh t c động cố định (FEM) là mô hình phù hợp so với mô h nh t c động ngẫu nhi n (REM) và mô h nh OLS Do đó t c giả xin chỉ thảo luận kết quả hồi quy trên mô hình tác động cố định (FEM).
Thống kê F và thống Wald test đều có ý nghĩa thống kê mức 1 % do đó mô h nh có ý nghĩa thống kê.
Thống kê Durbin – Watson có giá trị 2,022449 thuộc khoảng (1,3) chứng t mô hình không có hiện tượng tương quan (Hoàng Tr ng và Chu Nguyễn Mộng Ng c, 2008,).
Hệ số điều chỉnh R2 0 6443 có nghĩa là mô h nh có th giải th ch được 64,43 % sự t c động của các biến với DIV.
Theo kết qủa từ mô h nh t c động cố định thì có 4 nhân tố t c động đến DIV có ý nghĩa là:
Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp t c động cùng chiều với DIV
Đòn b y tài ch nh t c động ngược chiều với DIV
Hệ số rủi ro tài ch nh t c động cùng chiều với DIV
Tỷ lệ lợi nhuận của doanh nghiệp t c động cùng chiều với DIV Kết luận: Phương tr nh hồi quy có kết quả như sau:
DIV = -0.2296 + 0.0366 GROWTH – 0.0801LEV +0.0152BETA + 0.01669 PROF 4.2. THẢO LUẬN KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VỀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CHÍNH SÁCH CỔ TỨC CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI HOSE
4.2.1. Sở hữu Nhà nƣớc
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy tỷ lệ sở hữu Nhà nước có t c động cùng chiều với thanh toán cổ tức, với mô h nh OLS và REM đều cho ra kết quả tương ứng với giả thuyết tuy nhiên, bài nghiên cứu này cho kết quả ngược lại dự đo n giả thuyết. Hệ số hồi quy của tỷ lệ sở hữu vốn Nhà nước là - 0, 0222 và hông có ý nghĩa thống
- 61 -
kê nên tác giả bác giả thuyết tức là Tỷ lệ sở hữu Nhà nƣớc không có ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này không phù hợp với nghiên cứu của Al – Malkawi (2007), Yordying Thanatawee (2008) đ nghi n cứu ở thị trường c c nước GCC và Thái Lan; giả thuyết hông được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Các doanh nghiệp chi trả cổ tức không bị chi phối bởi những nhà quản trị điều hành là Nhà nước mà phụ thuộc vào kết quả kinh doanh.
Nhà nước hông có t c động tích cực đến việc yêu cầu các doanh nghiệp phải chi trả cổ tức đ y là t n hiệu tốt cho thị trường, khi nền kinh tế phát tri n theo cơ chế thị trường thì sự can thiệp của Nhà nước vào công ty cần được hạn chế; mục đích đ các công ty hoạt động theo xu hướng của thị trường.
Tỷ lệ sở hữu vốn cao không chi phối hoàn toàn đến vấn đề chi trả cổ tức.
4.2.2. Dòng tiền
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy dòng tiền có t c động cùng chiều với thanh toán cổ tức, với mô h nh OLS và REM FEM đều cho ra kết quả tương ứng với giả thuyết tuy nhiên, hệ số hồi quy của tỷ lệ dòng tiền là 0,019 hông có ý nghĩa thống kê nên tác giả bác giả thuyết tức là dòng tiền không ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này phù hợp với Al – Kuwari(2007) và Nguyễn Thị c m Tú(2012), Tuy nhiên lại trái với Yordying – Thanatawee. Giả thuyết này hông được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Ở thị trường Việt Nam, doanh nghiệp không dựa vào dòng tiền đ chi trả cổ tức điều này thật không tốt cho quy luật kinh tế, thực tế đ chứng minh, có những doanh nghiệp vừa công bố chi trả và chốt quyền trả cổ tức nhưng chỉ 2 tháng sau, thông báo không có tiền chi trả như vậy có th doanh nghiệp dựa vào vốn vay hay khoản nào đó mà không dựa vào dòng tiền của mình.
Ở đề tài của tác giả Nguyễn Thị C m Tú khi nghiên cứu 5 ngành nghề c ng đ cho ra kết quả tương tự điều này c ng phần nào lý giải vai trò của gi m đốc tài chính trong doanh nghiệp ở Việt Nam chưa được đề cao như những công ty nước ngoài nơi
- 62 -
có nền kinh tế và thị trường chứng khóan phát tri n, mà ở đó việc hoạch định chính s ch c ng như ế hoạch kinh doanh phần lớn phụ thuộc vào dòng tiền.
Thời gian qua Các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán thay vì dùng chính sách cổ tức làm công cụ gia tăng gi trị doanh nghiệp các doanh nghiệp hầu như chỉ muốn dùng chính sách chi trả cổ tức đ huy động vốn cụ th là phát hành thêm cổ phiếu đ mở rộng kinh doanh trong khi công tác quản trị tài ch nh chưa được chú tr ng nhiều, nên dẫn đến có thời đi m khi Ngân hàng thắt chặt tín dụng các doanh nghiệp ngay lập tức gặp rủi ro, dòng tiền của doanh nghiệp bị sụt giảm.
4.2.3. Quy mô doanh nghiệp
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy quy mô doanh nghiệp có t c động cùng chiều với thanh toán cổ tức, với mô h nh OLS và REM đều cho ra kết quả tương ứng với giả thuyết. Tuy nhiên, với mô h nh FEM th ngược lại và hệ số hồi quy của quy mô doanh nghiệp là 0,029 hông có ý nghĩa thống kê nên tác giả bác giả thuyết tức là Quy mô doanh nghiệp không có ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này hông được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Thông thường doanh nghiệp có quy mô lớn chi trả cổ tức nhiều và ngược lại, nguy n nh n là do đ hạn chế quy mô và chi phí quản lý dòng tiền nên nhà quản trị tài ch nh thường ch n phương n đầu tư mở rộng và chi trả cổ tức, tuy nhiên ở thị trường Việt Nam hiện nay, quy mô doanh nghiệp lớn chưa nhiều.
Thường bộ phận quản trị tài chính ở Việt Nam luôn bị áp lực từ an L nh đạo công ty, h hầu như chưa có tiếng nói độc lập, những quyết sách về tài ch nh thường bị các nhà l nh đạo công ty chi phối mà hông quan t m đến hiệu quả của quản lý dòng tiền. Một minh chứng có th thấy đó là công ty cổ phần sữa Vinamilk là một trong những công ty có vốn lớn nhưng trong suốt 5 năm qua chưa ph t sinh chi ph vốn vay điều này trái với những lý thuyết cơ cấu vốn tối ưu và hông tận dụng được những đi m lợi khi doanh nghiệp sử dụng đòn b y tài chính.
- 63 -
4.2.4. Tốc độ tăng trƣởng
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp có t c động ngược chiều với thanh toán cổ tức nếu là doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng lớn thì chi trả cổ tức ít và ngược lại, doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng thấp thì chi trả cổ tức nhiều, khi tác giả sử dụng mô h nh OLS và REM FEM đều cho ra cùng kết quả là tốc độ tăng trưởng cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức, hệ số hồi quy của quy mô doanh nghiệp là 0,036 và có ý nghĩa thống kê nên tác giả chấp nhận giả thuyết tức là Tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp có ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Thường tốc độ tăng doanh thu ở thị trường chứng khoán Việt Nam không phải do doanh nghiệp dùng dòng tiền thặng dư đ đầu tư th m nhằm giảm chi phí quản trị dòng tiền mà chủ yếu doanh nghiệp cố gắng bằng những nguồn lực hiện tại tăng doanh số c ng có th giải thích do những năm gần đ y doanh nghiệp luôn h c h i những kinh nghiệm marketing hiện đại nên doanh số gia tăng
Khi doanh số gia tăng c c nhà quản trị doanh nghiệp muốn chứng t cho cổ đông và nhà đầu tư đó là t n hiệu doanh nghiệp đang hoạt động tốt nên chi trả mức cổ tức cao hơn
Một lý do nữa theo tác giả đó là hầu hết doanh nghiệp Việt Nam khi làm kế hoạch luôn đặt vấn đề là doanh thu năm nay phải tăng hơn năm trước và lợi nhuận năm nay đòi h i phải tăng hơn năm trước, khác với doanh nghiệp nước ngoài h có sự phát tri n l u dài và thường đặt kế hoạch tăng doanh số khi mở rộng đầu tư
4.2.5. Đòn bẩy tài chính
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy đòn b y tài chính của doanh nghiệp có t c động ngược chiều với thanh toán cổ tức nếu là doanh nghiệp càng sử dụng đòn b y tài chính càng cao, thì chi trả cổ tức càng lớn và ngược chiều nếu là doanh nghiệp có sử dụng đòn b y tài chính thấp, với mô h nh OLS và REM FEM đều cho ra cùng kết quả tương ứng là tác động ngược chiều, hệ số hồi quy có kết quả là - 0,080 có ý nghĩa thống kê nên tác giả chấp nhận giả thuyết tức là đòn bẩy tài chính có ảnh hƣởng
- 64 -
đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Giả thuyết này phù hợp với nghiên cứu trước đ y của tác giả Al – Malkawi (2007), Yordying Thanatawee (2008). Do vậy giả thuyết này được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Một tín hiệu mà các nhà quản trị công ty muốn cho nhà đầu tư biết trên thị trường chứng ho n đ dễ dàng huy động vốn bằng cách phát hành trái phiếu đó là chi trả cổ tức cao điều này có th là một trong những nguyên nhân, tuy nhiên khi phát hành trái phiếu thì doanh nghiệp s tốn chi phí phát hành và lãi suất trái phiếu.
Thông thường hi đi vay doanh nghiệp s mất những chi ph đ ng cho việc thực hiện các khoản vay đó Chưa hi đi vay ng n hàng, doanh nghiệp còn mất khoản chi phí ngoài ( ph bôi trơn) đ hoàn thành công việc, vô hình chung lợi nhuận doanh nghiệp giảm và chính là nguyên nhân làm cho tỷ lệ sử dụng đòn b y cao, làm cho chi trả cổ tức giảm. Thay vì dùng dòng tiền chi trả cổ tức các công ty phải dùng đ chi trả cho các hoạt động tài trợ khác, và một nguyên nhân khách quan là ở thị trường Việt Nam thời gian qua chi phí lãi vay quá cao có thời đi m 24 %/ năm
4.2.6. Hệ số rủi ro
Nghiên cứu lý thuyết trước đ y cho thấy rủi ro tài chính có t c động ngược chiều với thanh toán cổ tức, nếu doanh nghiệp có hệ số rủi ro tài chính càng cao, thì mức chi trả cổ tức càng nh và ngược lại. Kết quả được ki m chứng với mô hình OLS và REM FEM đều cho ra cùng kết quả tương ứng là t c động cùng chiều, trái với giả thuyết mà tác giả đề cập trong chương 4 hệ số hồi quy của hệ số rủi ro là 0,015 có ý nghĩa thống kê nên tác giả chấp nhận giả thuyết tức là Hệ số rủi ro có có ảnh hƣởng đáng kể đến chính sách chi trả cổ tức. Kết quả này không phù hợp với Al – Kuwari (2007) và các tác giả khác. Giả thuyết này được chấp nhận ở thị trường Việt Nam có th xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Rủi ro thị trường luôn song hành với rủi ro doanh nghiệp trong giai đoạn 2009 – 2013 thị trường chứng khoán Việt Nam gặp hông t hó hăn đó là đối mặt với khủng hoảng thế giới, khủng hoảng lãi suất trong nước và khi rủi ro lớn doanh nghiệp s co cụm và phòng thủ do vậy việc quản lý dòng tiền s được siết chặt và vấn đề chi
- 65 -
trả cổ tức s là một trong những yếu tố doanh nghiệp xem xét hàng đầu trong hoạch định tương lai doanh nghiệp; thực tế lại có xu hướng tương tự, tỷ lệ chi trả cổ tức đ giảm, tuy nhiên chỉ năm 2013 mới giảm trong hi năm 2010 2011, 2012 vẫn tăng trong khi nền kinh tế Thế giới đ bước vào khủng hoảng từ năm 2008 chứng t là các nhà quản trị doanh nghiệp Việt Nam trong thời gian qua đ cố gồng mình chi trả cổ tức, không tuân theo quy luật thị trường, và kết quả là trên thị trường nhiều doanh nghiệp tự làm mất uy tín của m nh Đ y là bài h c cho các nhà quản trị tài chính tương lai hông ai trong ch ng ta chống lại xu hướng thị trường và đi ngược quy luật của nền kinh tế.
Một khía cạnh khác theo tác giả đó là thời gian trước đó hi thị trường chứng khoán phát tri n, các doanh nghiệp dùng cổ tức như là công cụ đ huy động vốn nhưng hi thị trường có dấu hiệu rủi ro, các doanh nghiệp đ cố chi trả cổ tức cao nhằm huy động vốn của thị trường, tuy nhiên nhiều doanh nghiệp đ thất bại nặng nề