Variable Financial (1) Ownership (2) Monopoly (3) Combine (4)
Constant 96.65*** 65.81*** 64.47*** 65.39*** (6.225) (11.293) (10.971) (11.117) LNTA -5.29** -0.66 -0.54 -0.61 (-2.478) (-0.886) (-0.718) (-0.801) CURA -0.2 -0.28 -0.33 -0.24 (-0.262) (-0.460) (-0.539) (-0.397) ROE 0.04 -0.2*** -0.21*** -0.2*** (0.554) (-3.280) (-3.403) (-3.310) TLTA -0.19* -0.06 -0.07 -0.06 (-1.666) (-1.057) (-1.137) (-1.027) GROWTH 0.01 0.04*** 0.05*** 0.04*** (0.853) (3.047) (3.186) (3.077) Q -6.36** -6.87*** -7.73*** -6.39*** (-2.365) (-2.582) (-2.925) (-2.60) STATE -4.17** -3.88** (-2.353) (-2.101) MONO -3.23 -1.53 (-1.184) (-0.537) Observations 978 978 978 978 R2 0.337 0.0712 0.0672 0.0715
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
Kết quả trong bảng 4.3 thể hiện từng phép trình hồi quy và tác giả rút ra được một số kết luận sau:
(1) Mối quan hệ giữa các biến tài chính và tỷ lệ tiết kiệm đã giải thích rõ trong phần 4.1. Theo đó, các biến tài chính trong mơ hình (LNTA, TLTA, TobinQ) đã giải thích được phần lớn các yếu tố tác động lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty. Biến TobinQ thể hiện tác động mạnh nhất lên tỷ lệ tiết kiệm.
(2) Ở phép hồi quy số 2, có sự kết hợp các biến tài chính và loại hình sở hữu. Biến STATE có tác động nghịch biến lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty với hệ số hồi quy là (-4.17) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mối quan hệ nghịch biến này cho thấy, các doanh nghiệp nhà nước có tỷ lệ tiết kiệm thấp hơn so với các công ty tư nhân. Mối quan hệ nghịch biến này cũng phù hợp với nghiên cứu của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc, tuy vậy kết quả biến SATE của XIE và MO khơng có ý nghĩa thống kê. Đồng thời, mối quan hệ nghịch biến này cũng phù hợp với những mô tả thống kê đơn giản ban đầu (tỷ lệ tiết kiệm trung bình của doanh nghiệp nhà nước là 47.53% và của doanh nghiệp tư nhân là 51.73%).
Như vậy, kết quả thực nghiệm đã cho thấy, với mẫu quan sát là các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khốn TP Hồ Chí Minh, các doanh nghiệp nhà nước tại Việt Nam có khuynh hướng tiết kiệm ít hơn các cơng ty tư nhân. Rõ ràng, doanh nghiệp nhà nước được hỗ trợ chính sách từ Chính phủ, tạo nên ưu thế nhất định trong việc tiếp cận với các nguồn lực và chi phí tài trợ bên ngồi thấp hơn. Do các liên kết chính trị mạnh mẽ giữa các với doanh nghiệp nhà nước với các ngân hàng thương mại quốc doanh Việt Nam cũng làm cho việc tận dụng nguồn tài trợ bên ngoài dễ dàng hơn. Ngoài ra, dưới áp lực từ các cổ đông nhà nước (để giảm thâm hụt ngân sách, Chính phủ hy vọng tăng thu ngân sách thơng qua thu nhập từ cổ tức của các công ty mà Nhà nước giữ cổ phần) các doanh nghiệp nhà nước ln có một tỷ lệ cổ tức cao. Điều này làm cho tỷ lệ lợi nhuận giữ lại của các doanh nghiệp nhà nước ở mức thấp và quá trình tái đầu tư bằng chính nguồn lực của mình sẽ rất hạn chế.
Xét về mặt tổng thể, điều này sẽ khơng thực sự có lợi cho nền kinh tế chung. Thứ nhất, các doanh nghiệp tư nhân sẽ bị hạn chế để tiếp cận nguồn lực tài chính bên ngồi, do các doanh nghiệp nhà nước “giành phần”. Thứ 2, chính sự ưu ái của Chính phủ có thể làm cho các dự án đầu tư của các doanh nghiệp nhà nước khơng có hiệu quả cao.
quyền. Biến MONO có tác động nghịch biến lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty với hệ số hồi quy là (-3.23) và khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này ngược lại so với kết quả của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc (biến Monopoly tác động đồng biến và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Mặc dù khơng có ý nghĩa thống kê, nhưng dấu (-) cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa tình trạng độc quyền và tỷ lệ tiết kiệm tại các doanh nghiệp. Điều này có vẻ ngược lại so với kỳ vọng về mặt lý thuyết, theo đó, tác giả đã lập luận rằng các doanh nghiệp độc quyền, thường cung cấp hàng hóa, dịch vụ với mức giá cao và mang lại lợi nhuận cao. Cuối cùng có thể dẫn đến tỷ lệ tiết kiệm cao hơn. Tuy vậy, kết quả thực nghiệm phù hợp với những thống kê mô tả đơn giản, các cơng ty độc quyền có tỷ lệ tiết kiệm trung bình thấp hơn so với các công ty không độc quyền (tỷ lệ tiết kiệm trung bình là 48.2% so với tỷ lệ 50.2% của các doanh nghiệp không độc quyền). Tuy nhiên, khi xem xét chi tiết danh sách các doanh nghiệp hoạt động trong tình trạng độc quyền thì đa số các doanh nghiệp này đồng thời cũng là các doanh nghiệp nhà nước (93%). Hay nói cách khác, mẫu các doanh nghiệp độc quyền gần như là một mẫu con của các doanh nghiệp nhà nước, do đó các doanh nghiệp độc quyền mang những đặc tính của doanh nghiệp nhà nước.
(4) Ở phép hồi quy số 4, tác giả kết hợp các biến số tài chính, loại hình sở hữu và tình trạng độc quyền trong cùng một mơ hình. Kết quả trong bảng 4.3 cho thấy, một số biến tài chính đánh mất ý nghĩa thống kê so với mơ hình ban đầu (mơ hình chỉ có các biến tài chính). Mức ý nghĩa thống kê khơng có sự cải thiện ở biến MONO (đại diện cho biến độc quyền). Trong khi đó, biến STATE đại diện cho biến doanh nghiệp nhà nước vẫn giữ đúng dấu âm (-) và ý nghĩa thống kê. Điều này, một lần nữa ủng hộ cho kết luận, các doanh nghiệp nhà nước tại Việt Nam có khuynh hướng tiết kiệm ít hơn các cơng ty tư nhân.
cơng ty độc quyền cũng có tỷ lệ tiết kiệm trung bình thấp hơn so với các cơng ty khơng độc quyền.
4.3. Sự phát triển tài chính và tỷ lệ tiết kiệm
Như đã trình bày ở phần 2 (phần cơ sở lý thuyết), bài nghiên cứu cho rằng sự phát triển tài chính ảnh hưởng đến tiết kiệm của công ty theo 3 cách sau đây: (i) sự phát triển tài chính có thể cải thiện việc tiếp cận nguồn vốn bên ngoài cho các doanh nghiệp và do đó làm giảm tiết kiệm của doanh nghiệp, (ii) sự phát triển tài chính có thể ảnh hưởng đến hành vi tiết kiệm của các doanh nghiệp có loại hình sở hữu khác nhau theo những cách khác nhau, (iii) sự phát triển tài chính có thể có tác động vào mức ý nghĩa của một số chỉ tiêu tài chính đơi với tỷ lệ tiết kiệm của công ty, thay đổi động cơ tiết kiệm của công ty. Kết quả thống kê trong bảng 3.4 (Tỷ lệ tiết kiệm trung bình tại các vùng miền qua các năm), cũng đã chỉ ra sự khác nhau về tỷ lệ tiết kiệm giữa các địa phương, với các doanh nghiệp ở Phía Nam (mà có sự tập trung ở Hồ Chí Minh) có tỷ lệ tiết kiệm khá thấp. Trong khi đó, tỷ lệ này ở Phía Bắc và Miền Trung tương đối cao hơn so với toàn bộ mẫu quan sát. Trong phần này, tác giả sẽ tiến hành hồi quy để phân tích tác động của sự phát triển tài chính lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty, với sự kiểm sốt của các biến tài chính. Bên cạnh đó, tác giả cũng xem xét mối tương tác giữ phát triển tài chính và các chỉ báo tài chính lên tỷ lệ tiết kiệm. Để kết quả hồi quy có sự phù hợp, tác giả tiếp tục hồi quy các phương trình theo phương pháp hiệu ứng cố định, phương trình hồi quy như sau:
SavingRatei,t = α0 + ∑ + β1 FDi,t + β2 FDi,t* +
Trong đó: + α là hệ số của các biến số tài chính.
β1 đo lường trực tiếp mức độ phát triển tài chính tác động như thế nào lên tỷ lệ tiết kiệm.
β2 đo lương sự tương tác của sự phát triển tài chính và các chỉ số tài chính tác động như thế nào lên tỷ lệ tiết kiệm.
Như đã trình bày ở phần 3.2 (dữ liệu nghiên cứu), mẫu nghiên cứu là 194 công ty niêm yết trên Sở GDCK TP. HCM, theo địa chỉ mà công ty đặt trụ sở chính thì có
30 tỉnh thành của Việt Nam có mặt trong mẫu quan sát. Trong đó số lượng cơng ty tập trung đa số ở Hồ Chí Minh (43.6%), Hà Nội (11.3%), Bình Dương (6.7%), Đổng Nai (5.1%), trong khi đa số các tỉnh thành cịn lại chỉ có 1 đến 2 doanh nghiệp đặt trụ sở chính (tương đương 0.5% đến 1.5%). Ngồi ra, tính sẵn có của dữ liệu GDP, dữ liệu về tài chính ngân hàng ở cấp độ địa phương (tổng huy động, tổng dư nợ trong năm) cũng hạn chế ở rất nhiều tỉnh thành. Do vậy, để đảm bảo dữ liệu có thể thu thập được, giảm các giá trị ngoại lại, mẫu quan sát không bị lệch, tác giả tiến hành lọc lại mẫu quan sát. Theo đó, chỉ có doanh nghiệp có trụ sở chính ở Hồ Chí Minh, Hà Nội, Bình Dương và Đồng Nai có mặt trong mẫu quan sát. Kết quả cho thấy mẫu sau khi lọc (“mẫu phát triển tài chính”) có 684 quan sát của 130 doanh nghiệp, tương đương 70% so với toàn mẫu quan sát ban đầu. Mẫu phát triển tài chính mới này được sử dụng để thực hiện các phép hồi quy trong phần 4.3.1 và 4.3.2 dưới đây. Bên cạnh đó, tác giả cũng tiến hành lọc một mẫu quan sát chỉ bao gồm các doanh nghiệp chỉ có trụ sở ở Hồ Chí Minh (“mẫu TP. Hồ Chí Minh”)
bao gồm 481 quan sát của 85 doanh nghiệp để xem xét sự phát triển tài chính thay đổi qua từng năm tại một địa phương sẽ tác động như thế nào lên tỷ lệ tiết kiệm của các doanh nghiệp tại địa phương đó. Mẫu TP. Hồ Chí Minh và kết quả hồi quy này được trình bày trong mục 4.3.3 (kiểm tra sự ổn định của mơ hình (robustness test)).
Cuối cùng, trong luận văn này, ngồi việc sử dụng biến FD theo cách tính tương tự như Zhao (2007) (FD = tổng tiền gửi và các khoản cho vay của các tổ chức tài chính của địa phương chia GDP hàng năm của địa phương đó). Thì tác giả cũng tiến hành tính biến phát triển tài chính FD (hay FDL) như cách của Shen, Kou, and Zhang (2010) và Shiqing XIE và Taiping MO (2015) đã sử dụng để kiểm tra lại các kết quả hồi quy trong bài nghiên cứu này. Theo đó, FDL = tổng số các khoản cho vay (total of loans) của các tổ chức tài chính của địa phương chia cho chia cho GDP hàng năm của địa phương đó). Phép kiểm tra này cũng được trình bày trong mục 4.3.3 (kiểm tra sự ổn định của mơ hình (robustness test)).
trong mơ hình hồi quy sự phát triển tài chính và tỷ lệ tiết kiệm, kết quả được trình bày trong bảng 4.4. Theo đó, giá trị trung bình của biến FD là 3.2, cao hơn gần gấp đơi so với giá trị trung bình của biến FDL trong tồn bộ mẫu phát triển tài chính. Đồng thời, giá trị FD = 3.2 cũng thấp hơn một chút so với giá trị trung bình của biến FD trong mẫu T.P Hồ Chí Minh (FD = 3.43). Điều này cho thấy, TP. Hồ Chí Minh với vai trị là đầu tàu kinh tế của cả nước với sự phát triển của hệ thống ngân hàng, đặt biệt là trụ sở của sở GDCK TP HCM nên mức độ phát triển tài chính là cao hơn so với mức trung bình chung của các địa phương khác ở Việt Nam.