Mơ tả thống kê toàn mẫu
Variable LNTA CURA ROE TLTA GROWTH Q STATE MONO
Mean 6.733 2.165 19.008 45.626 25.651 0.478 0.423 0.118 Median 6.593 1.593 17.451 47.006 16.987 0.363 0.000 0.000 Max 12.204 21.286 116.301 96.739 965.714 3.954 1.000 1.000 Min 4.025 0.090 -160.26 0.300 -86.302 0.017 0.000 0.000 Std. Dev. 1.225 1.838 15.717 20.808 62.221 0.426 0.494 0.322 Observations 978
Nguồn: tác giả tính tốn từ mẫu quan sát 3.2.2.2. Phân tích tương quan
Trước khi chạy mơ hình hồi quy, tác giả tiến hành phân tích tương quan giữa các biến để xem xét khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến có thể làm cho kết quả hồi quy bị sai lệch (R2 cao nhưng mức ý nghĩa t thấp). Phương trình 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 bao gồm các biến độc lập: LNTA, CURA, ROE, TLTA, GROWTH, Q, STATE, MONO. Kết quả phân tích tương quan được thể hiện trong bảng 3.5.
Bảng 3.5: Phân tích tƣơng quan và kiểm định đa cộng tuyến
Tƣơng quan giữa các biến độc lập (Ma trận hệ số tƣơng quan và kiểm định đa cộng tuyến)
Correlation Matrix/ Probability
Variable LNTA CURA ROE TLTA GROWTH Q STATE MONO
LNTA 1 ----- CURA -0.11 1 0.00 ----- ROE 0.02 0.09 1 0.61 0.01 ----- TLTA 0.22 -0.62 -0.12 1 0.00 0.00 0.00 ----- GROWTH -0.01 0.00 0.20 -0.04 1 0.69 0.88 0.00 0.19 ----- Q 0.00 0.33 0.29 -0.48 0.13 1 0.93 0.00 0.00 0.00 0.00 ----- STATE 0.01 0.13 0.07 -0.07 -0.01 0.14 1 0.71 0.00 0.03 0.04 0.83 0.00 ----- MONO 0.13 0.09 -0.04 0.03 0.05 0.01 0.28 1 0.00 0.00 0.22 0.36 0.15 0.85 0.00 -----
Variance Inflation Factor
VIF 1.34 1.19 1.34 1.12 1.36 1.26 1.34 1.34
Nguồn: tác giả tính tốn từ mẫu quan sát thực hiện trên Eview và Stata
Kết quả trong bảng 3.5 cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến, cũng như p-value trong kiểm định giả thuyết về sự bằng 0 của hệ số tương quan. Giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các cặp biến trong mơ hình đa số đều rất nhỏ. Kiểm định đa cộng tuyến với hệ số VIF (hệ số nhân tử phóng đại phương sai) với tồn bộ các cặp biến trong mơ hình. Hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) được tính tốn bằng 1/(1 – Rk2) với Rk2 là giá trị R2 của phương trình hồi quy phụ của biến độc lập thứ i theo những biến độc lập cịn lại. Thơng thường VIF nhỏ hơn 5 là tốt, VIF từ 5 đến 10 là có thể chấp nhận được, và VIF >10 thì cần xem xét lại tập biến. Kết quả trong bảng 3.5 cho thấy các biến giải thích đều có VIF <5 (trung bình VIF = 1.3). Do vậy, đảm bảo không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình thể hiện mối quan hệ giữa các yếu tố và tỷ lệ tiết kiệm.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trong phần này, tác giả thực hiện hồi quy mơ hình, trình bày và thảo luận các kết quả hồi quy trong mơ hình thực nghiệm tại Việt Nam.
Cách tiếp cận của bài nghiên cứu là dữ liệu bảng (data pannel), do vậy, tác giả thực hiện hồi quy lần lượt thực hiện theo 3 cách: (i) pooling (hồi quy gộp), (ii) random
efffect (hiệu ứng ngẫu nhiên) và (iii) fixed effect (hiệu ứng cố định). Sau đó, tác giả
thực hiện các kiểm định để lựa chọn mơ hình hiệu quả nhất.
Kiểm định Likelihood Ratio (LR test) được sử dụng để kiểm tra độ phù hợp giữa hai mơ hình pooling và fixed effect. Nội dung của kiểm định là kiểm định giả thiết H0: Mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định là không cần thiết. Nếu nhận thấy LR > Chi2 critical value, thì thực hiện bác bỏ H0, tức lúc này hồi quy với hiệu ứng cố định là hiệu quả hơn so với hồi quy gộp.
Kiểm định Hausman (Hausman test) kiểm tra độ phù hợp giữa mơ hình random và fixed effect. Nội dung của kiểm định là kiểm định giả thiết H0: Mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên có hiệu quả hơn. Nếu nhận thấy Hausman > Chi2 critical value, thì thực hiện bác bỏ H0, tức lúc này hồi quy với hiệu ứng cố định là hiệu quả hơn.
Thống kê t (t-Statistic) được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy.
Với: * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
4.1. Tác động của chỉ báo tài chính lên tỷ lệ tiết kiệm
Như đã thảo luận ở phần 2 (phần cơ sở lý thuyết), các chỉ số tài chính có tác động lớn lên các kênh huy động là nguồn tài trợ trực tiếp (phát hành vốn cổ phần trên thị trường) và gián tiếp (vay nợ, phát hành nợ) của doanh nghiệp. Chính sách cổ tức của cơng ty cũng có khả năng bị ảnh hưởng bởi các chỉ số tài chính. Như vậy, có thể suy ra rằng chỉ số tài chính ảnh hưởng đến khoản tiết kiệm của cơng ty. Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa các biến chỉ số tài chính lên tỷ lệ tiết kiệm công ty
như sau:
SavingRatei,t = α0 +∑
= α0 + α1LNTAi,t + α2CURAi,t + α3ROEi,t
+ α4TLTAi,t + α5 GROWTHi,t +α6Qi,t Tác giả tiến hành thực hiện hồi quy phương trình trên lần lượt thực hiện theo 3 cách: (i) pooling (hồi quy gộp), (ii) random efffect (hiệu ứng ngẫu nhiên) và (iii) fixed effect (hiệu ứng cố định). Sau đó, tác giả thực hiện các kiểm định để lựa chọn mơ hình hiệu quả nhất. Kết quả được thể hiện trong bảng 4.1.
Bảng 4.1: Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa biến tài chính và tỷ lệ tiết kiệm
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 tốn 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 công ty này dễ tiếp cận với nguồn tài trợ bên ngồi, 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 cơng 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 cơng ty thơng 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 công 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