tiền lên mối quan hệ giữa đầu tư và tính bất định trong dòng tiền trong các công ty hạn chế tài chính
Vì kết quả kiểm định ở giả thuyết 1 cho thấy tính bất định trong dòng tiền ở năm trước tác động đến đầu tư hiện tại nhiều hơn tính bất định trong dòng tiền kỳ hiện tại, do đó, khi kiểm định các giả thuyết sau này, tác giả sẽ tập trung vào tính bất định trong dòng tiền trong năm trước bằng cách sử dụng biến trễ một kỳ của tính bất định trong dòng tiền. Để kiểm định giả thuyết này, tác giả sử dụng mô hình sau:
, = + + , + , + , +
, ∗ , + , ∗ , + , ∗ , +
, ∗ , ∗ , + ∑ , + , (2)
Cột (1) và cột (3) ước tính mô hình (2) nhưng loại bỏ biến , . Cột (2) và cột (4) thể hiện kết quả của mô hình đầy đủ, trong đó, cột (4) thêm vào mô hình biến LnOCFtoAstsi,t làm biến kiểm soát.
[ − ]. Do đó, phầm trăm thay đổi kỳ vọng trong đầu tư là
[ ]∗ 100. Trong trường hợp này, E[ ]=0.086237 ,
E[ ]là trung bình CAPXtoAstsi,tcủa các công ty có CONS=1, , = 0và , = 0. Nên độ lớn kinh tế trường hợp
Bảng 4.6: Kiểm định giả thuyết 2a và 2b
Biến
Hệ số hồi quy
Biến phụ thuộc: LnCAPXtoAstsi,t
(1) (2) (3) (4) , β -0.023401** -0.020986* -0.02349** -0.020221 CONSi,t β -0.017272 -0.016398 -0.00745 -0.0049 , β 0.00687 0.009617 , ∗ , δ -0.009938 -0.0211* -0.007195 -0.019088* , ∗ , δ -0.01022 -0.01041 , ∗ , δ -0.01515 -0.013379 , ∗ , ∗ , γ 0.02364 0.017134 LnCAPXtoAstsi,t-1 c 0.341102*** 0.33575*** 0.320691*** 0.31773*** LnSalesGrowthi,t c -0.024343*** -0.02527*** -0.022354** -0.02304** LnSalestoAstsi,t c 0.138708*** 0.14016*** 0.15079*** 0.15178*** LnBooktoMarketi,t c -0.003478 -0.00301 -0.003475 -0.002535 LnOCFtoAstsi,t c 0.08996*** 0.088824*** Hạn chế TC và , β + δ -0.033339** -0.0307**
Tăng trưởng dòng tiền âm
β +
δ -0.042086** -0.03931**
Tăng trưởng dòng tiền dương β + δ + δ + γ -0.02866 -0.0326
Bảng này trình bày kết quả hồi quy phương trình (2). Ngoài ra bảng trên còn cho biết tổng hệ số được dùng để kiểm định các giả thuyết đã được thảo luận trong phần 3.2.2. Xem phần 3.4 để định nghĩa các biến. (*), (**), (***) ám chỉ hệ số (hay tổng hệ số) có ý nghĩa tại các độ tin cậy lần lượt là 90%, 95% hay 99%.
Các hệ số ước lượng trong cột (1) và (3) cho thấy tác động của tính bất định dòng tiền trong quá khứ đến quyết định đầu tư của các công ty hạn chế tài chính thông qua hệ số + . Phù hợp với các kết quả trong phần 4.3.2, + bằng -0.033339 trong cột (1) và bằng -0.0307 trong cột (3). Các tổng hệ số này đều có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Để kiểm định giả thuyết 2a, đối với các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền âm, tác giả sử dụng ước lượng sai biệt để kiểm tra tác động đến quyết định đầu tư của một công ty hạn chế tài chính với tình trạng tăng trưởng dòng tiền âm có tính bất định trong dòng tiền thay đổi từ thấp đến cao. Với , = 1, khi đó = +
thể hiện tác động đến đầu tư của các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền âm và tính bất định trong dòng tiền. Với , và , đều bằng 1, khi đó
= + + + đại diện cho tác động đến đầu tư của các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền âm và tính bất định trong dòng tiền cao. Do đó, với tăng trưởng dòng tiền âm, sự thay đổi trong đầu tư của công ty hạn chế tài chính có tính bất định trong dòng tiền thay đổi từ thấp đến cao là F – E = + . Cột (2) và cột (4) báo cáo kết quả của các hệ số này lần lượt là -0.0421 và -0.0393. Cả hai hệ số này đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này đem lại một ý nghĩa kinh tế đó là, với các yếu tố khác không đổi, các công ty hạn chế tài chính sẽ giảm đầu tư 54% khi có tính bất định trong dòng tiền cao ở năm trước và có tăng trưởng dòng tiền âm trong năm đó9.
Tương tự như vậy, tác giả tiếp tục sử dụng ước lượng sai lệch để kiểm định giả thuyết 2b: tức là kiểm tra tác động đến quyết định đầu tư của một công ty hạn chế tài chính có tình trạng dòng tiền tăng trưởng dương và có tính bất định trong dòng tiền biến động từ thấp đến cao. Với , và , đều bằng 1, khi đó, = + + + thể hiện tác động đến quyết định đầu tư của các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền dương và có tính bất định trong dòng tiền thấp. Với , ,
9 [ ]=0.077099, ứng với = 1, , = 0và , = 0. Do đó, giá trị độ lớn kinh tế trường hợp
, à , đều bằng 1, khi đó, = + + + + + + +
đại diện cho tác động đến quyết định đầu tư của các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền dương và có tính bất định trong dòng tiền cao. Do đó, với tăng trưởng dòng tiền ròng dương, sự thay đổi trong đầu tư của công ty hạn chế tài chính có tính bất định trong dòng tiền thay đổi từ thấp đến cao là F – E = + + + . Cột (2) và cột (4) báo cáo kết quả của hệ số này lần lượt là -0.02866 và -0.0326. Tuy nhiên, cả hai hệ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy, với tình trạng dòng tiền tăng trưởng dương, đầu tư trong công ty hạn chế tài chính có tính bất định trong dòng tiền cao tương đương với công ty có tính bất định trong dòng tiền thấp. Hay nói cách khác, đối với các công ty hạn chế tài chính có tăng trưởng dòng tiền dương, tính bất định trong dòng tiền năm trước không tác động đến quyết định đầu tư hiện tại của các công ty này.
Như vậy, kết quả hồi quy cho thấy rằng, trong các công ty hạn chế tài chính với tăng trưởng dòng tiền âm, tính bất định trong dòng tiền năm trước và quyết định đầu tư ở hiện tại có mối quan hệ nghịch chiều. Ngược lại, trong công ty hạn chế tài chính với tăng trưởng dòng tiền dương, tác giả không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tính bất định trong dòng tiền năm trước và đầu tư hiện tại, tức là, tính bất định trong dòng tiền năm trước không có ảnh hưởng đến quyết định đầu tư hiện tại. Nhìn chung, kết quả Luận văn phù hợp với bằng chứng cho thấy tình trạng tăng trưởng dòng tiền âm sẽ thắt chặt các hạn chế tài chính, có thể do các điều khoản; trong khi đó, tình trạng tăng trưởng dòng tiền dương không tác động đến mối quan hệ giữa tính bất định trong dòng tiền và quyết định đầu tư. Do đó, kết quả này cho thấy tác động bất cân xứng của tình trạng tăng trưởng dòng tiền đến mối quan hệ giữa tính bất định trong dòng tiền và quyết định đầu tư.