hình đại điện cho những mức độ ranking khác nhau của mức thiếu hụt trong dòng tiền. Dummy 1 (DumCA1) = 1 nếu mức thiếu hụt trong dịng tiền có rank nhỏ hơn ngược lại bằng 0; Dummy 2 (DumCA2) = 1 nếu mức thiếu hụt trong dịng tiền có rank từ 5 đến 8 ngược lại bằng 0.
Bằng cách này hệ số hồi quy củ tác động tương tác giữa cổ tức và rank của mức thiếu hụt trong dịng tiền có thể được coi như là hệ số hồi quy chuẩn. Trong khi đó hệ số hồi quy củ tác động tương tác giữa cổ tức, rank của mức thiếu hụt trong dòng tiền và biến giả thể hiện những tác động ảnh hưởng gi tăng thêm của những mức độ khác nhau trong mức thiếu hụt trong dòng tiền.
Thuật ngữ tương tác (inter ction terms) được hiểu là sự tương tác xảy ra khi một biến độc lập có tác động khác nh u đến kết quả (biến phụ thuộc) tùy thuộc vào giá trị của một biến độc lập khác. Một vấn đề thực tế chung với tất cả các tương tác là có thể khó phát hiện r tác động tương tác trong các tập dữ liệu nhỏ hoặc kích c mẫu vừa phải, tức là, khoảng tin cậy cho các hệ số tương u n củ tác động tương tác sẽ rất rộng, và do đó khơng thuyết phục. Tuy nhiên khó có thể thực hiện được điều này ở
gi i đoạn phân tích của một nghiên cứu, nhưng nếu bạn đ ng có kế hoạch nghiên cứu, bạn có thể cố gắng để đảm bảo c mẫu đủ lớn, và tất cả các biến được đo lường một cách chính xác nhất có thể.
Ngồi r tơi cũng đư thêm vào mơ hình biến giả thể hiện tình trạng sở hữu của nhà nước đối với các công ty niêm yết. Dum (state) =1 nếu cơng ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước chiếm từ 51% trở lên, ngược lại bằng 0.
Mơ hình hồi quy từng phần (Piecewise regression model ) như s u:
(4.2.1)
Với giả định là . Tơi dùng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất có trọng số kiểm soát phương s i th y đổi để ước lượng mơ hình trên. Kết uả hổi uy như s u:
Bảng 4.5: ớc ư ng mơ hình hồ quy từng phần vớ rank của mức thiếu hụt trong dòng tiền
Dependent Variable: I_TA Method: Least Squares Date: 10/23/13 Time: 20:39 Sample (adjusted): 1 529
Included observations: 428 after adjustments Weighting series: WT1
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DIV_TA -3.801696*** 0.774568 -4.908151 0.0000
Rank_Cash short -0.025892*** 0.002467 -10.49700 0.0000
DumCA1 -0.241887*** 0.023143 -10.45199 0.0000
DumCA2 -0.187992*** 0.022719 -8.274713 0.0000
DIV_TA*Rank_ Cash short 0.400926*** 0.079881 5.019045 0.0000
DIV_TA*DumCA1 3.681592*** 0.773531 4.759461 0.0000
DIV_TA*DumCA2 2.849891*** 0.782440 3.642310 0.0003
Rank _ Cash short * DumCA2 0.017325*** 0.002463 7.033989 0.0000 DIV_TA* Rank _ Cash short *DumCA1 -0.344875*** 0.081039 -4.255667 0.0000 DIV_TA* Rank _ Cash short *DumCA2 -0.255805*** 0.083121 -3.077482 0.0022
External Cash 1.70E-08*** 1.73E-09 9.847328 0.0000
CF -0.019356*** 0.001281 -15.10816 0.0000 LAG_ITA 0.157607*** 0.006573 23.97840 0.0000 MB 0.014794*** 0.001469 10.06769 0.0000 Size 0.000705 0.000457 1.543236 0.1235 ROA 0.061785*** 0.010477 5.897072 0.0000 LEV -0.031529*** 0.001986 -15.87634 0.0000 Dum(State) 0.002552** 0.001136 2.246924 0.0252 C 0.264437*** 0.024569 10.76287 0.0000 Weighted Statistics
R-squared 0.894780 Mean dependent var 0.043022
Adjusted R-squared 0.889880 S.D. dependent var 0.083000
S.E. of regression 0.011418 Akaike info criterion -6.061664
Sum squared resid 0.053190 Schwarz criterion -5.871986
Log likelihood 1317.196 Hannan-Quinn criter. -5.986752
F-statistic 182.6107 Durbin-Watson stat 1.766371
Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.223807 Mean dependent var 0.048470
Adjusted R-squared 0.187661 S.D. dependent var 0.046269
S.E. of regression 0.041702 Sum squared resid 0.709527
Durbin-Watson stat 1.846632
Kết uả hồi uy mơ hình với R2 0.8 8 cho thấy mô hình giải thích được 8 . mối u n hệ giữ uyết định cổ tức và uyết định đầu tư dưới tác động củ mức thiếu hụt trong dòng tiền. Trị số thống kê Durbin-Watson stat = 1.766371, theo nguyên tắc kinh nghiệm nếu chỉ tiêu này có giá trị trong khoảng từ đến 3 thì khơng có hiện tượng tự tương u n trong phần dư củ mơ hình hồi uy cho nên mơ hình khơng có hiện tượng tự tương u n giữ các nhi u.
ệ số VIF ( -R2) = 1/(1-0.89478) = 9.503 <10. Theo kinh nghiệm, hệ số VIF<10 thì mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đ cộng tuyến
ệ số hồi uy củ tác động tương tác củ 3 biến cổ tức, r nk củ mức thiếu hụt trong dịng tiền và biến giả có giá trị âm đáng kể ( -0.344875, = -0.255805) nhưng hệ số hồi uy này theo biến giả DumCA2 lớn hơn theo DumCA . Tổng tác
động củ biến mức thiếu hụt trong dòng tiền lên độ nhạy đầu tư – cổ tức có thể được tính tốn như là tổng của hệ số chuẩn và hệ số hồi uy tác động gi tăng
. Khi mức thiếu hụt trong dòng tiền thấp, hệ số hồi uy tác động gi tăng theo DumCA1 ( ) có giá trị âm nhưng nhỏ hơn hệ số chuẩn =0.
00 2 như vậy tổng tác động , chỉ r có một sự tăng lên trong độ nhạy đầu tư - cổ tức khi r nk củ mức thiếu hụt dòng tiền nhỏ hơn . Tương tự ta có hệ số hồi quy tổng tác động gi tăng theo DumCA2 ( thì tổng ảnh hưởng của cũng chỉ r mặc dù là có sự đảo chiều giảm độ nhạy đầu tư – cổ tức khi mức độ thiếu hụt củ dòng tiền tăng lên c o nhưng cuối cùng vẫn có một sự tăng lên trong độ nhạy đầu tư - cổ tức khi r nk củ mức thiếu hụt trong dòng tiền ở mức vừa phải từ đến 8 và ở mức thiếu hụt nghiêm trọng nhất.
Áp dụng phương pháp, mơ hình tương tự tơi tiến hành hồi uy mơ hình hồi uy từng phần trên dưới tác động củ tính bất định trong dịng tiền thông u biến đại diện là biến tính bất ổn trong dịng tiền. Tơi cũng tiến hành phân nhóm r nking dữ liệu theo biến bất ổn trong dịng tiền thành 0 nhóm và đư r nk củ bất ổn trong dòng tiền vào mơ hình, đặt biến giả DumCFVol nếu r nk < ngược lại bằng 0 DumCFVol 2 nếu r nk từ đến 8, ngược lại bằng 0. Kết uả hồi uy mơ hình như sau:
Bảng 4.6: ớc ư ng mơ hình hồ quy từng phần vớ ank của bất ổn t ong dòng t ền
Dependent Variable: I_TA Method: Least Squares Date: 10/23/13 Time: 20:42 Sample (adjusted): 1 529
Included observations: 336 after adjustments Weighting series: WT2
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DIV_TA -2.782028** 1.220439 -2.279530 0.0233
Rank_CFVol -0.028598*** 0.004181 -6.839999 0.0000
DumCFVol1 -0.271944*** 0.039145 -6.947162 0.0000
DIV_TA*Rank_CFVol 0.282625** 0.133117 2.123137 0.0345 DIV_TA* DumCFVol1 2.604151** 1.225153 2.125573 0.0343 DIV_TA* DumCFVol2 4.084843*** 1.263628 3.232631 0.0014 Rank_CFVol* DumCFVol1 0.025930*** 0.004226 6.135885 0.0000 Rank_CFVol* DumCFVol2 0.037921*** 0.004470 8.484218 0.0000 DIV_TA*Rank_CFVol* DumCFVol1 -0.207356 0.136681 -1.517082 0.1302 DIV_TA*Rank_CFVol* DumCFVol2 -0.463460*** 0.140724 -3.293402 0.0011
External Cash 1.79E-08*** 2.77E-09 6.479804 0.0000
CF -0.008715* 0.004918 -1.772056 0.0773 LAG_ITA 0.182049*** 0.006402 28.43739 0.0000 MB 0.015297*** 0.002314 6.611675 0.0000 Size -9.73E-06 0.000540 -0.018032 0.9856 ROA 0.051253*** 0.009330 5.493148 0.0000 LEV -0.025287*** 0.003241 -7.803083 0.0000 Dum(State) 0.005089*** 0.001491 3.413668 0.0007 C 0.302880*** 0.039293 7.708343 0.0000 Weighted Statistics
R-squared 0.886980 Mean dependent var 0.037344
Adjusted R-squared 0.880185 S.D. dependent var 0.058450
S.E. of regression 0.011504 Akaike info criterion -6.034599
Sum squared resid 0.041819 Schwarz criterion -5.807390
Log likelihood 1033.813 Hannan-Quinn criter. -5.944027
F-statistic Prob(F-statistic) 130.5249 Durbin-Watson stat 0.000000 1.564386 Unweighted Statistics
R-squared 0.257574 Mean dependent var 0.046421
Adjusted R-squared 0.212934 S.D. dependent var 0.045701
S.E. of regression 0.040545 Sum squared resid 0.519461
Durbin-Watson stat 1.819333
Với R2 = 0.88698 cho thấy mơ hình giải thích được 88. 0 mối u n hệ giữ uyết định cổ tức và uyết định đầu tư dưới điều kiện tác động củ bất ổn trong dòng tiền. Trị số Durbin-Watson stat = 1.564386 nằm trong khoảng từ đến 3 cho nên mô hinh khơng có hiện tượng tự tương u n giữ các nhi u.
ệ số VIF ( -R2) = 1/(1-0.88698) = 8.848 <10. Theo kinh nghiệm, hệ số VIF<10 thì mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đ cộng tuyến
Kết uả hồi uy cho thấy hệ số chuẩn 0.282 2 >0, hệ số hồi uy tác động tương tác củ b biến lên đầu tư có giá trị âm ( = -0.207356<0; = -0.46346 <0) và hệ số hồi uy tác động tương tác theo biến DumCFVol2 < DumCFVol . Tổng ảnh hưởng hay tác động củ tính bất ổn trong dòng tiền lên độ nhạy đầu tư – cổ tức là và
biến DumCFVol1 <0 và nhỏ hơn hệ số chuẩn = 0.282625>0 cho nên tổng tác động = 0.075269 >0 điều này hàm rằng độ nhạy đầu tư – cổ tức gi tăng khi r nk củ bất ổn trong dòng tiền nhỏ hơn . Tương tự tổng tác động theo hệ số gi tăng DumCFVol2 = -0.180835 <0 cho thấy rằng khi mức độ củ bất ổn trong dòng tiền vừ phải thì độ nhạy đầu tư – cổ tức có giá trị âm và đi theo khuynh hướng giảm.
Bởi vì cổ tức và đầu tư có mối u n hệ phi tuyến thể hiện dưới những mẫu hình khác nh u dưới tác động củ mức thiếu hụt trong dịng tiền và tính bất ổn trong dịng tiền là đại lượng đo lường tính bất định trong dịng tiền. Để kiểm định vững chắc hơn mối u n hệ trên tơi đư vào mơ hình các biến Rank Cash flow shortfall (Rank_Cash short), Rank Cash flow volatility (Rank_CFVol) ở bậc c o hơn là bậc 2 và bậc 3 tương tác với cổ tức thể hiện u mơ hình hồi uy bậc 3 (Cubic regression model) như s u :
(4.2.2) Với giả thuyết là ; <0; >0, <0
Kết uả ước lượng theo phương pháp ước lượng bình phương bé nhất có trọng số có kiểm sốt hiện tượng phương s i th y đổi (với R nk củ biến mức thiếu hụt trong dòng tiền) như s u:
Bảng 4.7: ớc ư ng mơ hình hồ quy bậc 3 vớ ank bậc 2 v bậc 3 của mức th ếu hụt t ong dòng t ền.
Dependent Variable: I_TA 2Method: Least Squares Date: 10/23/13 Time: 21:21 Sample (adjusted): 1 529
Included observations: 428 after adjustments Weighting series: WT11
White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Rank_Cash Short 0.006613** 0.003340 1.979958 0.0484
Rank_Cash Short ^2 -0.001327** 0.000646 -2.052590 0.0407
Rank_Cash Short ^3 6.26E-05* 3.70E-05 1.692074 0.0914
DIV_TA* Rank_Cash Short 0.050678 0.091493 0.553899 0.5799
DIV_TA*( Rank_Cash Short ^2) -0.007647 0.018753 -0.407785 0.6836 DIV_TA*( Rank_Cash Short ^3) 0.000428 0.001105 0.387910 0.6983
External Cash 1.63E-08*** 1.30E-09 12.52880 0.0000
CF -0.017444*** 0.001422 -12.26582 0.0000 LAG_ITA 0.156750*** 0.006266 25.01548 0.0000 MB 0.015522*** 0.001440 10.77944 0.0000 Size 0.000487* 0.000278 1.756006 0.0798 ROA 0.045482*** 0.007874 5.776488 0.0000 LEV -0.030881*** 0.002389 -12.92417 0.0000 Dum (State) 0.001303 0.001086 1.199890 0.2309 C 0.018620*** 0.006628 2.809234 0.0052 Weighted Statistics
R-squared 0.828583 Mean dependent var 0.041320
Adjusted R-squared 0.822342 S.D. dependent var 0.069621
S.E. of regression 0.012496 Akaike info criterion -5.890143
Sum squared resid 0.064334 Schwarz criterion -5.738400
Log likelihood 1276.491 Hannan-Quinn criter. -5.830213
F-statistic 132.7667 Durbin-Watson stat 1.721503
Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.209852 Mean dependent var 0.048470
Adjusted R-squared 0.181085 S.D. dependent var 0.046269
S.E. of regression 0.041870 Sum squared resid 0.722283
Durbin-Watson stat 1.831603
Kết uả hồi uy với R2 = 0.828 83 cho thấy mức độ phù hợp củ mơ hình c o, trị số Durbin-Watson stat = . 2 03 chứng tỏ khơng có hiện tượng tự tương u n giữ các nhi u trong mơ hình.
ệ số VIF ( -R2) = 1/(1-0.828583) = 5.834 <10. Theo kinh nghiệm, hệ số VIF<10 thì mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đ cộng tuyến.
Tuy nhiên các biến DIV_TA DIV_TA* R nk_C sh hort, DIV_TA*( R nk_C sh hort ^2) DIV_TA*( R nk_C sh hort ^3) đều có p_v lue >0.0 thể hiện khơng có mối u n hệ thống kê giữ các biến trên với biến I_TA khi tôi lấy bậc 2 và bậc 3 r nk củ mức thiếu hụt trong dòng tiền. Tuy nhiên trong thực tế và trong các mơ hình cịn lại đều chứng tỏ có mối u n hệ này.
Kết uả ước lượng theo phương pháp ước lượng bình phương bé nhất có trọng số có kiểm sốt hiện tượng phương s i th y đổi (với R nk củ biến tính bất ổn trong dịng tiền) như s u:
Bảng 4.8: ớc ư ng mơ hình hồ quy bậc 3 vớ ank bậc 2 v bậc 3 của tính bất ổn trong dịng tiền
Dependent Variable: I_TA Method: Least Squares Date: 10/23/13 Time: 21:29 Sample (adjusted): 1 529
Included observations: 336 after adjustments Weighting series: WT21
White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DIV_TA -0.517885*** 0.180254 -2.873079 0.0043 Rank_CFVol -0.023173*** 0.002737 -8.465293 0.0000 Rank_CFVol ^2 0.004518*** 0.000597 7.571511 0.0000 Rank_CFVol ^3 -0.000243*** 3.86E-05 -6.289008 0.0000 DIV_TA* Rank_CFVol 0.450281*** 0.118076 3.813482 0.0002 DIV_TA*( Rank_CFVol ^2) -0.085519*** 0.023122 -3.698595 0.0003 DIV_TA*( Rank_CFVol ^3) 0.004512*** 0.001384 3.260904 0.0012
External Cash 1.45E-08*** 1.75E-09 8.316968 0.0000
CF -0.005029 0.004443 -1.131865 0.2585 LAG_ITA 0.187525*** 0.005121 36.61804 0.0000 MB 0.014619*** 0.002343 6.238813 0.0000 Size -1.59E-05 0.000414 -0.038507 0.9693 ROA 0.050313*** 0.009466 5.314836 0.0000 LEV -0.026896*** 0.002641 -10.18275 0.0000 Dum (State) 0.004585*** 0.001377 3.329916 0.0010 C 0.051910*** 0.006720 7.724156 0.0000 Weighted Statistics
R-squared 0.889609 Mean dependent var 0.037859
Adjusted R-squared 0.884434 S.D. dependent var 0.059231
S.E. of regression 0.011757 Akaike info criterion -6.002303
Sum squared resid 0.044232 Schwarz criterion -5.820535
Log likelihood 1024.387 Hannan-Quinn criter. -5.929845
F-statistic 171.9187 Durbin-Watson stat 1.775684
Prob(F-statistic) 0.000000
Unweighted Statistics
R-squared 0.255920 Mean dependent var 0.046421
Adjusted R-squared 0.221041 S.D. dependent var 0.045701
S.E. of regression 0.040335 Sum squared resid 0.520619
50
Kết uả hồi uy với R2 0.88 0 thể mức độ phù hợp củ mơ hình c o, , trị số Durbin-Watson stat = . 8 chứng tỏ khơng có hiện tượng tự tương u n giữ các nhi u trong mơ hình.
ệ số VIF ( -R2) = 1/(1-0.889609) = 9.058 <10. Theo kinh nghiệm, hệ số VIF<10 thì mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đ cộng tuyến.
Với = 0.450281> 0, =-0.085519 < 0, = 0.004512 >0, = -0.517885 <0. Kết uả này kh ng định hơn nữ mối u n hệ giữ cổ tức và đầu tư cụ thể là hệ số hồi uy củ DIV_TA*( R nk_CFVol ^2) <0, hệ số hồi uy củ DIV_TA*( R nk_CFVol ^3) >0 kh ng định tồn tại mẫu hình “ N” thể hiện mối u n hệ phi tuyến giữ uyết định cổ tức và uyết định đầu tư dưới tác động củ tính bất định trong dịng tiền mà cụ thể là tính bất ổn củ dịng tiền.
Trong các mơ hình trên ngồi việc đư vào mơ hình mối u n hệ giữ cổ tức và đầu tư dưới tác động củ tính bất định trong dịng tiền, mơ hình cũng đư vào các nhân tố khác xem có tác động đến đầu tư h y khơng như biến dịng tiền tài trợ bên ngồi ( xtern l c sh), dòng tiền ròng từ ho t động kinh do nh, biến tr củ chính biến đầu tư, tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, uy mơ cơng ty, R A, địn bẩy tài chính, tỉ lệ sở hữu nhà nước. Kết uả cho thấy ngoại trừ biến quy mơ cơng ty (Size) khơng có nghĩ thống kê còn tất cả các biến còn lại điều có nghĩ thống kê thể hiện rằng ngoài cổ tức tác động lên đầu tư dưới tác động củ tính bất định dịng tiền thì dịng tiền tài trợ bên ngoài ( xtern l c sh), dòng tiền ròng từ ho t động kinh do nh, biến tr củ chính biến đầu tư, tỉ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, R A, địn bẩy tài chính, tỉ lệ sở hữu nhà nước đều tác động ảnh hưởng đến uyết định đầu tư củ các công ty.
51
5. KẾT L Ậ :
Trong bài nghiên cứu này, tôi đã kiểm định mối quan hệ giữa quyết định cổ tức và quyết định đầu tư dưới điều kiện tác động của tính bất định trong dịng tiền và tìm hiểu xem các cơng ty giải quyết vấn đề dịng tiền bất định như thế nào. Kết quả của tôi được xây dựng dựa trên việc sử dụng các dữ liệu trên báo cáo tài chính của 129 cơng ty niêm yết trên HOSE từ gi i đoạn năm 2008 đến năm 20 2. Bằng việc đo lường tính bất định của dịng tiền thơng u 2 đại lượng mức thiếu hụt dịng tiền và tính bất ổn trong dịng tiền, trước tiên tơi cung cấp bằng chứng thống kê mô tả về cách các công ty giải quyết vấn đề tính bất định trong dịng tiền. Kết quả của tơi cho thấy với sự hiện diện của dòng tiền bất định ở mức độ thấp, các công ty vẫn chi trả cổ tức và thực hiện đầu tư mà khơng có sự cắt giảm nhiều đo đó độ nh y đầu tư – cổ tức