CHƢƠNG 3 : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.1.1. Thống kê mô tả
Bảng 4.1 sau đây trình bày tóm tắt thống kê mơ tả (trung bình, trung vị, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất) của các biến nghiên cứu.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả
Dựa vào bảng thống kê, có thể thấy biến ResCH đại diện cho phần dư từ mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền mặt của công ty nhằm xác định cơng ty có nắm giữ tiền mặt dư thừa hay khơng và biến này có giá trị trung bình và trung vị đều lớn hơn 0, lần lượt là 0.0065092 và 0.0371353. Điều này cho thấy biến ResCH lệch phải nghĩa là các công ty Việt Nam có xu hướng nắm giữ tiền mặt dư thừa trong giai đoạn nghiên cứu 2007 - 2013. Sở dĩ, các công ty Việt Nam nắm giữ tiền mặt dư thừa trong giai đoạn này là vì: i) một số cơng ty đang trong giai đoạn sung mãn có nhu cầu tái đầu tư giảm trong khi dòng tiền thuần tăng lên đáng kể; ii) với tình trạng kinh tế suy giảm như hiện nay, ngay cả các công ty đang trong giai đoạn tăng trưởng cũng gặp nhiều khó khăn trong việc tìm kiếm các cơ hội đầu tư mở rộng kinh doanh, do đó, các cơng ty này giữ lại tiền mặt để chờ đợi các kênh đầu tư hấp dẫn hơn trong tương lai. Trong khi đó, giá trị trung bình của biến ResCH trong nghiên cứu của Lozano (2012) là -0.3101496 cho thấy các cơng ty Tây Ban Nha có xu hướng nắm giữ ít tiền mặt trong giai đoạn được nghiên cứu. Với xu hướng nắm giữ tiền mặt nhiều như vậy thì khả năng xảy ra vấn đề đại diện ở các
công ty Việt Nam là cao (Jensen, 1986).
Biến MV có giá trị trung bình 0.903013 với giá trị lớn nhất là 2.428087 và giá trị nhỏ nhất là 0.3102272, cho thấy biên độ dao động không quá lớn. Trong khi giá trị trung bình của biến này trong nghiên cứu của Lozano (2012) là 7.763357 với giá trị lớn nhất là 175.48 và giá trị nhỏ nhất là 0.86, cho thấy biên độ dao động rất lớn. Biến INV trong bài luận văn có giá trị trung bình là 0.073332 cho thấy mức đầu tư của các công ty Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu là thấp. Điều này có thể là vì giai đoạn 2007 – 2013, nền kinh tế Việt Nam cịn gặp nhiều khó khăn do chịu ảnh hưởng từ khủng hoảng kinh tế toàn cầu, đặc biệt là sức cầu của nền kinh tế vẫn cịn thấp, nên chưa có nhiều cơ hội đầu tư mở rộng, thậm chí nhiều cơng ty cịn thu hẹp lại để đảm bảo an toàn trong giai đoạn đình trệ này. Ngồi ra, các cơng ty chủ yếu tập trung vào phát triển về chiều sâu và phương thức kinh doanh hơn là mở rộng quy mô đầu tư và vẫn đang chờ đợi các kênh đầu tư hấp dẫn hơn khi nền kinh tế khởi sắc trong tương lai.
Tất cả các công ty trong mẫu nghiên cứu đều sử dụng địn bẩy tài chính, với giá trị trung bình của biến LEV là 0.4917036 thể hiện tỷ số nợ ở các công ty Việt Nam giai đoạn nghiên cứu nhìn chung ở mức vừa phải, do đó các cơng ty có thể huy động thêm nợ vay để tiến hành sản xuất kinh doanh hoặc trong trường hợp dư thừa tiền mặt thì có thể sử dụng nợ như là một cơ chế kiểm soát vấn đề dư thừa tiền mặt trong công ty và tận dụng tấm chắn thuế từ nợ.
Về biến DIV, trung bình ở Việt Nam và Tây Ban Nha (Lozano, 2012) là 0.5226489 và 0.0254473 nghĩa là tỷ lệ chi trả cổ tức ở các công ty Việt Nam là cao hơn rất nhiều so với các công ty Tây Ban Nha. Điều này có thể là do các cơng ty Việt Nam trong giai đoạn này nắm giữ nhiều tiền mặt nên đã sử dụng lượng tiền dư thừa này để chi trả cổ tức cho các cổ đơng, trong khi đó, các cơng ty Tây Ban Nha nắm giữ ít tiền mặt nên đã giữ lại tiền mặt để đầu tư thay vì chi trả cổ tức và huy động nguồn tài trợ từ thị trường vốn với chi phí cao46. Tuy nhiên, xu hướng chung của các cơng ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007 – 2013 là chia cổ tức nhiều nhưng không phải
46
công ty nào cũng vậy mà tập trung chủ yếu ở các công ty mà Nhà nước vẫn nắm giữ cổ phần chi phối, chẳng hạn các công ty chi trả cổ tức cao trong năm 2013 là: Cơ khí và Khống sản Hà Giang (HGM) (70%), Tổng Cơng ty Khí Việt Nam (GAS) (42%), Công ty Cổ phần CNG Việt Nam (CNG) (35%), Tổng Cơng ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí (DPM) (50%)…. Lý do quyết định chi trả cổ tức ở các cơng ty này có sự khác biệt với các công ty cổ phần khác đó là quyết định này phụ thuộc nhiều vào tác động của các tổ chức Nhà nước đang nắm giữ cổ phần chi phối và có thể hiểu rằng chi trả cổ tức cao ở các cơng ty này là chi phí cho những quyền lợi độc quyền và sự hỗ trợ mà các cơng ty nhận được từ phía Nhà nước.
Biến SIZE trong bài luận văn là 26.79279 và giá trị này cao hơn nhiều so với kết quả nghiên cứu các công ty trong bài nghiên cứu của Lozano (2012) là 10.19919. Điều này có thể là do sự khác nhau về đơn vị tiền tệ giữa hai nước.
Các biến kiểm soát Growth và ROA đều lệch phải với giá trị trung bình (trung vị) lần lượt là 0.2004892 (0.1557638) và 0.1418424 (0.112511).
4.1.2. Ma trận hệ số tƣơng quan
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tƣơng quan
Bảng 4.2 thể hiện kết quả tương quan giữa các biến trong bài luận văn. Nhìn chung, giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.5, trong đó, cao nhất là giữa cặp biến độc lập LEV và ROA (giá trị tuyệt đối hệ số tương quan là 0.4813). Như vậy, độ lớn của hệ số tương quan giữa các cặp biến độc lập đều nhỏ hơn 0.8 nên khơng có dấu hiệu cho thấy khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong bài và các biến này có thể giải thích tốt cho biến phụ
thuộc.
4.1.3. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Sau khi xem xét ma trận hệ số tương quan và kết quả cho thấy các biến độc lập khơng có tương quan cao với nhau, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến dựa vào hệ số VIF để kiểm tra xem có thật sự xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến ở cả 2 mơ hình nghiên cứu hay khơng?
Bảng 4.3 : Kết quả kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến của mơ hình 1
Bảng 4.4 : Kết quả kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến của mơ hình 2
Kết quả kiểm định ở cả 2 mơ hình cho thấy VIF đều nhỏ hơn 10, do đó cả 2 mơ hình đều khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2. Các kết quả hồi quy và kiểm định
4.2.1. Kết quả hồi quy và kiểm định mơ hình 1
Tác giả thực hiện kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian để lựa chọn phương pháp nào là phù hợp hơn giữa hai phương pháp Pooled OLS và REM.
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian của mơ hình 1
Giả thuyết H0: Phương pháp Pooled OLS phù hợp hơn.
Từ bảng kết quả kiểm định, giá trị p - value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Vì vậy, phương pháp REM phù hợp hơn phương pháp Pooled OLS.
Tiếp theo là kiểm định Hausman nhằm lựa chọn giữa phương pháp REM và FEM.
Giả thuyết H0: khơng có sự tương quan giữa thành phần sai số và các biến độc lập trong mơ hình.
Kết quả kiểm định cho thấy p - value = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa
làcó sự tương quan giữa thành phần sai số và các biến độc lập trong mơ hình. Do đó, phương pháp FEM sẽ cho kết quả phù hợp hơn phương pháp REM.
Sau đó, tác giả tiếp tục kiểm định các khuyết tật của mơ hình như: hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan của mơ hình 1
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi của mơ hình 1
Có thể thấy rằng p – value = 0.0000 < 0.05 ở cả 2 kiểm định nên mơ hình này mắc phải tự tương quan và phương sai sai số thay đổi. Do đó, tác giả thực hiện phương pháp GMM hệ thống để khắc phục các khuyết tật và làm tăng tính hiệu quả của mơ hình.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mơ hình 1 bằng phƣơng pháp FEM và System GMM MV FEM System GMM INV -0.2310346*** (0.007) -0.2321493*** (0.000) INV.IO 0.3902721*** (0.000) 0.4648977*** (0.000)
LEV 0.4397985*** (0.000) 0.5118895*** (0.000) LEV.IO -0.6643073*** (0.000) -0.5577035*** (0.000) DIV 0.0020249 (0.926) -0.0736911*** (0.000) DIV.IO -0.0267265 (0.397) 0.034366*** (0.000) ROA 0.3098273*** (0.000) 0.0549971* (0.090) SIZE 0.0653105*** (0.007) 0.312681*** (0.000) *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
P - value được thể hiện trong dấu ngoặc đơn
Kiểm định Arellano - Bond với giả thuyết H0: khơng có tự tương quan chuỗi giữa các phần dư cho kết quả AR(1) có p - value = 0.000 nên bác bỏ H0 nghĩa là có tự tương quan bậc 1 và AR(2) = 0.246 nên khơng có tự tương quan bậc 2 giữa các phần dư. Ngoài ra, kiểm định Hansen có p - value = 0.313 cho thấy các biến cơng cụ được đưa vào mơ hình hồi quy là phù hợp. Như vậy, mơ hình được sử dụng là phù hợp.
Các biến hồi quy từ phương pháp GMM hệ thống trong mơ hình 1 đều có ý nghĩa thống kê ở mức rất cao với mức ý nghĩa 1%, ngoại trừ biến ROA có ý nghĩa ở mức 10%. Ở mơ hình này, tác giả xem xét tác động của các quyết định tài chính đến giá trị cơng ty niêm yết Việt Nam trong bối cảnh các cơng ty có ít cơ hội đầu tư giai đoạn 2007 - 2013. Có thể thấy rằng, bài luận văn của tác giả lựa chọn một mẫu các cơng ty phi tài chính niêm yết ở Việt Nam bao gồm các công ty ở các giai đoạn khác nhau trong vịng đời phát triển của cơng ty như: giai đoạn khởi sự, giai đoạn tăng trưởng, giai đoạn sung mãn và giai đoạn suy thoái. Tuy nhiên, sở dĩ các công ty nhìn chung có ít cơ hội đầu tư là vì với tình hình kinh tế suy thối như hiện nay thì
ngay cả các cơng ty đang ở giai đoạn tăng trưởng cũng gặp nhiều khó khăn trong việc tìm kiếm các cơ hội đầu tư mở rộng kinh doanh mặc dù vẫn có những cơng ty tìm kiếm được cơ hội đầu tư nhưng rất ít, trong khi đó, các cơng ty đang ở giai đoạn sung mãn thì lại có nhu cầu tái đầu tư giảm đáng kể.
Đầu tiên, tác giả xem xét quyết định đầu tư thông qua biến INV. Kết quả hồi quy GMM hệ thống cho thấy hệ số hồi quy của biến INV là -0.2321493 và có ý nghĩa, tức là các cơ hội đầu tư được thực hiện bởi các cơng ty có ít cơ hội đầu tư có tác động nghịch biến lên giá trị cơng ty hay nói cách khác khi các công ty này thực hiện các dự án đầu tư thì sẽ làm giảm giá trị cơng ty, do đó, các cơng ty có ít cơ hội đầu tư sẽ đầu tư ít hơn. Có thể giải thích cho kết quả này đó là, các cơng ty có ít cơ hội đầu tư thường xảy ra vấn đề đầu tư quá mức làm giảm giá trị công ty nghĩa là các nhà quản lý sẽ sử dụng tiền mặt đầu tư vào các dự án khơng hiệu quả để phục vụ cho lợi ích cá nhân của mình mà bỏ qua mục đích cao nhất là lợi ích chung của cơng ty. Trong khi đó, tính minh bạch của thị trường Việt Nam cịn chưa cao nên các cổ đông sẽ khơng nắm được thơng tin về tình hình của cơng ty như các nhà quản lý và cũng khơng thể kiểm sốt được hoạt động của nhà quản lý nên điều này sẽ khiến cho các cổ đông áp dụng mức chiết khấu cao hơn, thậm chí có thể định giá giá trị âm khi đánh giá dự án đầu tư được thực hiện bởi các công ty này. Tiếp theo, ở các cơng ty có nhiều cơ hội đầu tư, tổng hệ số của biến INV và INV.IO là 0.4648977 + (-0.2321493) = 0.2327484 và có ý nghĩa, nghĩa là việc thực hiện các dự án đầu tư ở những công ty này sẽ làm tăng giá trị công ty do các cơng ty này có ít khả năng gặp phải vấn đề đầu tư q mức như ở cơng ty có ít cơ hội đầu tư. Như vậy, giả thuyết H1 được ủng hộ bằng kết quả thực nghiệm đối với mẫu các công ty niêm yết ở Việt Nam giai đoạn 2007 – 2013.
Đối với quyết định tài trợ, có thể thấy hệ số của biến LEV là dương và có ý nghĩa (0.5118895), điều này có nghĩa là, các cơng ty Việt Nam có ít cơ hội đầu tư sẽ sử dụng chính sách tài trợ thiên về sử dụng nợ vì chính sách này làm tăng giá trị công ty. Lý do là, nợ làm tăng sự kiểm soát của các thị trường vốn đối với các nhà quản lý khi có nhu cầu vốn để tài trợ cho các dự án đầu tư mới hay nói cách khác là làm
cho các nhà quản lý có xu hướng đầu tư quá mức ở các cơng ty có ít cơ hội đầu tư trở nên thận trọng hơn khi đánh giá các kế hoạch chi tiêu vốn. Ngoài ra, việc sử dụng nợ cịn giúp cơng ty có được lợi ích từ tấm chắn thuế. Do đó, giả thuyết H2 mà tác giả đưa ra được chấp nhận trong trường hợp các công ty niêm yết ở Việt Nam và kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Lozano (2012).
Cuối cùng là quyết định phân phối, hệ số của biến DIV là -0.0736911 nghĩa là các công ty niêm yết Việt Nam có ít cơ hội đầu tư sẽ chi trả cổ tức tiền mặt ít hơn vì điều này sẽ làm tăng giá trị cơng ty. Kết quả này trái với kết quả của Lozano (2012) cũng như kỳ vọng ban đầu của tác giả rằng các cơng ty có ít cơ hội đầu tư khi gia tăng chi trả cổ tức tiền mặt sẽ làm giá trị công ty tăng lên. Như vậy, bài luận văn chưa tìm thấy bằng chứng ủng hộ cho giả thuyết H3 đối với mẫu nghiên cứu các công ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2007 - 2013. Giải thích cho kết quả này, có thể thấy rằng, chính sách cổ tức chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố khác nhau và nhu cầu đầu tư tăng trưởng chỉ là một trong những nhân tố đó nên khi các cơng ty dư thừa tiền mặt do có ít cơ hội đầu tư thì vẫn cịn những yếu tố khác tác động đến việc chi trả cổ tức của công ty. Chẳng hạn, thuế thu nhập cá nhân cũng là một nhân tố có ảnh hưởng quan trọng đến chính sách cổ tức, cụ thể là với các cơng ty có cổ đơng lớn là cá nhân thì việc chi trả cổ tức tiền mặt cho các cổ đông ở mức cao sẽ kiến cho các cổ đông này phải nộp thuế thu nhập cá nhân với thuế suất biên rất cao và điều này là khơng có lợi cho cổ đơng lớn. Chính vì vậy, cơng ty có thể cân nhắc việc chi trả cổ tức thấp nhằm hỗn thuế cho cổ đơng lớn. Ngồi ra, thay vì chi trả cổ tức tiền mặt cho các cổ đơng cơng ty có thể sử dụng lượng tiền dư thừa này để mua lại cổ phần nếu công ty không chắc chắn về khả năng tiếp tục tạo ra dòng tiền dư thừa trong tương lai và phương án giải quyết như vậy cũng đã được rất nhiều công ty nắm giữ nhiều tiền mặt ở Mỹ sử dụng như: Dell, Coca - Cola, Amgen,.... Không những thế, việc các công ty thay đổi chính sách cổ tức bằng cách chia cổ tức tiền