Variable Pooling Fixed Effect Random Effect
Constant 63.22*** 96.65*** 66.24*** (10.777) (6.225) (9.787) LNTA -0.91 -5.29** -1.25 (-1.238) (-2.478) (-1.407) CURA -0.47 -0.2 -0.41 (-0.773) (-0.262) (-0.665) ROE -0.23*** 0.04 -0.16** (-3.835) (0.554) (-2.586) TLTA -0.03 -0.19* 0.05 (0.464) (-1.666) (-0.719) GROWTH 0.03** 0.01 0.03** (2.407) (0.853) (2.162) Q -2.63 -6.36** -4.515* (-1.081) (-2.365) (-1.724)
LR test Chi-square = 376.840 Prob = 0.000
Hausman test Chi-square = 33.446 Prob = 0.000
Observations 978 978 978
R2 0.0253 0.3370 0.0171
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
hiệu ứng ngẫu nhiên (random effect) có hiệu quả hơn) bị bác bỏ, tức mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định (fixed effect) hiệu quả hơn. Đồng thời, hệ số Chi2 của kiểm định LR (Chi2 = 376.840) cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Do vậy, giả thiết H0 (giả thiết mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định (fixed effect) là không cần thiết) bị bác bỏ, tức mơ hình hồi quy theo hiệu ứng cố định (fixed effect) hiệu quả hơn. Do đó, kết quả của phép hồi quy với hiệu ứng cố định (fixed effect) được sử dụng để xem xét mối quan hệ giữa các biến chỉ số tài chính và tỷ lệ tiết kiệm của công ty.
Tiếp theo, tác giả dùng kiểm định Wald để xem xét sự cần thiết của mỗi biến trong mơ hình. Nội dung của kiểm định Wald là kiểm định giả thiết H0: βk= 0 là hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê và H1: βk ≠ 0; nếu p-value ≤ α thì bác bỏ H0. Kiểm định Wald được thực hiện kết quả của phép hồi quy với hiệu ứng cố định. Bảng 4.2 cho kết quả giá trị P = 0.0000 < 0.05 nên giả thiết H0 bị bác bỏ, tức là các biến đưa vào mơ hình có hệ số hồi quy khác 0 có ý nghĩa.
Bảng 4.2: Kiểm định sự phù hợp của các biến đƣa vào mơ hình
Nguồn: kết quả hồi quy từ chương trình Eview
Ngồi ra, Hệ số R2
thanh toán ngắn hạn, (iii) khả năng sinh lợi, (iv) tỷ số tổng nợ trên tổng tài sản, (v) tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp và (vi) Tobin’s Q đã giải thích được 33.7% tỷ lệ tiết kiệm của doanh nghiệp. Chi tiết hơn ở bảng 4.1, ở dãy kết quả của phép hồi quy với hiệu ứng cố định tác giả nhận thấy, các biến số tài chính tác động lên tỷ lệ tiết kiệm của cơng ty thì LNTA, TLTA, TobinQ có ý nghĩa thống kê ở từ 5% đến 10%. Trong khi CURA, ROE và GROWTH khơng có ý nghĩa thống kê ở trường hợp của Việt Nam. Điều này cũng phù hợp với kết quả của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc (chỉ có LnTotalAsset và Debt/Asset có ý nghĩa thống kê khi XIE và MO xem xét tác động của chỉ các biến tài chính lên tỷ lệ tiết kiệm). Các kết luận chi tiết về từng biến như sau:
Biến LNTA, biến quy mô công ty (LnTotalAssset)
Biến LNTA có tác động nghịch biến lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty với hệ số hồi quy là (-5.29) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mối tương quan nghịch biến giữa LNTA và SavingRate cho thấy, doanh nghiệp có quy mơ lớn có tỷ lệ tiết kiệm thấp. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc. Về độ lớn của hệ số hồi quy (βLNTA = - 5.29), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu quy mô của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ tiết kiệm giảm 5.29 đơn vị.
Biến tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TLTA)
Biến TLTA có tác động nghịch biến lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty với hệ số hồi quy là (-0.19) và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Mối tương quan nghịch biến giữa TLTA và SavingRate cho thấy, doanh nghiệp có tỷ lệ nợ càng cao thì có tỷ lệ tiết kiệm càng thấp. Điều này phản ánh thực tế là các doanh nghiệp có tỷ lệ nợ cao có thể họ đã sử dụng hết phần lợi nhuận giữ lại sau đó tiếp tục tìm nguồn tài trợ từ bên ngồi, hoặc các cơng ty này dễ tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngoài, nên họ ít giữ lại khoản lợi nhuận giữ lại, hay tỷ lệ tiết kiệm thấp. Tuy vậy, kết quả này ngược lại với nghiên cứu của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc (biến Debt/Asset thể hiện mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa thống kê). Về độ lớn của hệ số hồi quy (β = - 0.19), cho
thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu tỷ lệ nợ của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ tiết kiệm giảm 0.19 đơn vị.
Biến cơ hội tăng trưởng (Tobin’s Q, Q)
Biến Q có tác động nghịch biến lên tỷ lệ tiết kiệm của công ty với hệ số hồi quy là (-6.36) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mối tương quan nghịch biến giữa Q và SavingRate cho thấy, doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng càng cao thì có tỷ lệ tiết kiệm càng thấp. Điều này, có vẻ như ngược với lý thuyết, vì các doanh nghiệp đang có cơ hội tăng trưởng tốt, họ sẽ giữ lại lợi nhuận nhiều hơn (tỷ lệ tiết kiệm cao) để tận dụng các cơ hội đầu tư, để tiếp tục mang về lợi nhuận cho công ty và cổ đông. Tuy nhiên, xem xét về các tính Tobin Q, tác giả nhận thấy, Q được cấu thành bởi giá trị thị trường của doanh nghiệp, hay giá cổ phiếu. TTCK Việt Nam được thành lập và đi vào hoạt động khoảng hơn 15 năm (từ năm 2000), giá cổ phiếu (hay giá trị thị trường của doanh nghiệp) chịu sự chi phối của nhiều yếu tố hành vi, mang tính chất đầu cơ, “làm giá”, “đội lái”… Do vậy, giá cổ phiếu không phản ánh đúng yếu tố kỳ vọng về dòng tiền trong lương lại của doanh nghiệp hay giá trị thị trường không phản ánh đầy đủ và chính xác cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Điều này đã làm cho kết quả biến Q không thể hiện đúng về kỳ vọng dấu. Về độ lớn của hệ số hồi quy (βQ = - 6.36), cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, nếu cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ tiết kiệm giảm 6.36 đơn vị.
Ba biến khả năng thanh toán ngắn hạn (CurrentRatio – CURA), Biến khả năng sinh lợi (ROE) và tăng trưởng doanh thu (GROWTH) khơng có ý nghĩa
thống kê trong trường hợp của Việt Nam. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Shiqing XIE và Taiping MO (2015) thực hiện tại Trung Quốc.
Tóm lại, 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. Trong các biến LNTA, TLTA, TobinQ thì biến TobinQ thể hiện tác động mạnh nhất lên tỷ lệ tiết kiệm và tiếp theo là biến LNTA và cuối cùng là TLTA.
4.2. Loại hình sở hữu và tình trạng độc quyền và tỷ lệ tiết kiệm
Như đã trình bày ở phần 2 (phần cơ sở lý thuyết), loại hình sở hữu và tình trạng độc quyền của một doanh nghiệp ảnh hưởng đến các kênh tài trợ và chính sách cổ tức của công ty, do đó ảnh hưởng đến tiết kiệm của công ty thông qua phần lợi nhuận giữ lại. Cụ thể, các doanh nghiệp nhà nước dễ dàng tiếp cận nguồn vốn bên ngoài hơn, và các doanh nghiệp nhà nước có khuynh hướng trả cổ tức cao, điều này làm cho lợi nhuận giữ lại ít hơn và tỷ lệ tiết kiệm sẽ thấp hơn so với các doanh nghiệp tư nhân.Trong khi đó, tình trạng độc quyền trong một ngành, một lĩnh vực cụ thể sẽ kiếm được lợi nhuận cao đẫn đến một tỷ lệ tiết kiệm cao. Trong khi đó, kết quả thống kê sơ bộ ở phần 3, kết quả cũng cho thấy có sự khác nhau trong tỷ lệ tiết kiệm trung bình của các doanh nghiệp nhà nước và doanh nghiệp độc quyền so với doanh nghiệp tư nhân và các doanh nghiệp không độc quyền. Trong phần này, tác giả sẽ tiến hành hồi quy để phân tích tác động của các chỉ số tài chính, loại hình sở hữu và tình trạng độc quyền lên tiết kiệm của công ty thông qua phương trình như sau:
SavingRatei,t = α0 +∑
+ α7 STATEi + α8 MONOi +
Trong đó, Xit là tập hợp các biến tài chính; STATE là biến giả về tỷ lệ sở hữu; MONO là biến giả đại diện cho tình trạng độc quyền.
Ở bảng 4.1, kết quả kiểm định LR test và Hausman test đã chỉ ra phép hồi quy với hiệu ứng cố định (fixed effect) là hiệu quả nhất trong các phép hồi quy khi xem xét mối quan hệ giữa các biến chỉ số tài chính và tỷ lệ tiết kiệm của cơng ty. Ở phần này, các phương trình hồi quy có bổ sung các biến giả vào mơ hình ở bảng 4.1, 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. Các phép hồi quy bao gồm:
Financial: hồi quy tỷ lệ tiết kiệm theo các biến số tài chính (như phần 4.1)
Ownership: hồi quy tỷ lệ tiết kiệm theo các biến số tài chính và loại hình sở hữu.
Combine: hồi quy tỷ lệ tiết kiệm theo các biến số tài chính kết hợp loại hình sở
hữu và tình trạng độc quyền.
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy loại hình sở hữu, tình trạng độc quyền và tỷ lệ tiết kiệm
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. Ngồi ra, dưới áp lực từ các cổ đơng 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 không 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 công ty không 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