Kết quả hồi quy ở các công ty có cơ hội tăng trƣởng cao có ý nghĩa thống kê và đạt đƣợc kết quả tƣơng đối nhƣ kỳ vọng ban đầu. Vậy kết quả hồi quy đối với những công ty có cơ hội tăng trƣởng thấp thì nhƣ thế nào, liệu đòn bẩy tài chính có tác động ngƣợc chiều lên đầu tƣ hay không và nếu có tác động thì kết quả này có mạnh mẽ hơn đối với những công ty tăng trƣởng cao nhƣ dự đoán không, chúng ta cùng phân tích:
Bảng 4.12. Kết quả hồi quy cho công ty tăng trƣởng thấp Dependent
Vairiable
Pooling Random Effect fixed effect Coefficient p-value Coefficient p-value Coefficient p-value Constant 6.273 (10.86) 0.000 6.734 (10.9) 0.000 10.578 (12.05) 0.000 CF 0.301 (19.08) 0.000 0.282 (17.11) 0.000 0.145 (6.52) 0.000 Tobin’s Q 2.954 (4.96) 0.000 2.919 (4.56) 0.000 2.33 (2.39) 0.017 LEV -11.320 (-18.5) 0.000 -12.053 (-18.81) 0.000 -17.324 (-19.76) 0.000 SALE -0.002 (-1.2) 0.232 -0.0001 (-0.93) 0.000 -0.0002 (-0.12) 0.902 ROA -0.178 (-8.08) 0.000 -0.1703 (-7.54) 0.000 -0.087 (-3.00) 0.003
LIQ -0.002 (-0.14) 0.89 0.000 (0.01) 0.995 0.002 (0.13) 0.893
(Nguồn: tính toán của tác giả bằng phần mềm stata 12)
Kiểm định Hausman
Bảng 4.13. Kiểm định Hausman cho công ty tăng trƣởng thấp
Prob>chi2 = 0.0000 = 105.26
chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
(Nguồn: tính toán của tác giả bằng phần mềm stata 12)
Với p-value nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình fixed effect phù hợp Kiểm định phƣơng sai thay đổi
Bảng 4.14. Kiểm định phƣơng sai thay đổi cho công ty tăng trƣởng thấp
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (138) = 8.0e+36
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
(Nguồn: tính toán của tác giả bằng phần mềm stata 12)
Mô hình tồn tại phƣơng sai thay đổi nên tác giả sử dụng GLS để hiệu chỉnh: Kết quả cho thấy mô hình không tồn tại phƣơng sai thay đổi (no autocorrelation) và không có phƣơng sai thay đổi (homoskedastic)
Bảng 4.15. Kiểm định đa cộng tuyến cho công ty tăng trƣởng thấp Mean VIF 18.25 LIQ 1.00 0.997407 ROA 1.01 0.988892 SALE 1.03 0.973153 TobinQ 1.07 0.938542 CF 52.54 0.019033 LEV 52.84 0.018924 Variable VIF 1/VIF
(Nguồn: tính toán của tác giả bằng phần mềm stata 12)
Với hệ số vif của LEV và CF của các công ty tăng trƣởng thấp lớn hơn 10 cho thấy hai biến này có tồn tại đa cộng tuyến với nhau. Do vậy, tác giả tiến hành loại bỏ biến CF ra khỏi mô hình và tiến hành chạy lại.
Kết quả cho thấy mô hình không tồn tại phƣơng sai thay đổi (no autocorrelation) và không có phƣơng sai thay đổi (homoskedastic)
Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 4.16. Kiểm định đa cộng tuyến cho công ty tăng trƣởng thấp sau khi loại biến CF
Mean VIF 1.01 LIQ 1.00 0.997416 ROA 1.00 0.996504 SALE 1.00 0.995441 LEV 1.02 0.984894 TobinQ 1.02 0.980719 Variable VIF 1/VIF
(Nguồn: tính toán của tác giả bằng phần mềm stata 12)
Vậy kết quả mô hình hoàn toàn phù hợp cho các công ty có tăng trƣởng thấp. Kết quả cho thấy các biến Tobin‟s Q, LEV, ROA đều có ý nghĩa thống kê 1% ở các công ty có tăng trƣởng thấp. Qúa trình hồi quy chỉ ra biến đòn bẩy tài chính có tác động ngƣợc chiều mạnh mẽ lên đầu tƣ. Hệ số hồi quy của đòn bẩy tài
chính là -11.319 có nghĩa là khi tổng nợ trên tài sản của những công ty có cơ hội tăng trƣởng thấp tăng 1% thì đầu tƣ giảm 11.319%.
Nhƣ vậy, bài nghiên cứu đã tìm thấy mối quan hệ nghịch biến rất lớn của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tƣ. Kết quả phù hợp với kỳ vọng ban đầu dựa trên các nghiên cứu trƣớc đây. Thị trƣờng Việt Nam cũng là một thị trƣờng không hoàn hảo, và do đó luôn tồn tại các chi phí đại diện dẫn đến hệ quả đầu tƣ quá mức và đầu tƣ dƣới mức. Nghiên cứu ủng hộ cho quan điểm cấu trúc vốn đóng một vai trò
quan trọng đối với chính sách đầu tƣ của các công ty. Lý thuyết của Myer (1977)
cho rằng mối quan hệ nghịch biến này dựa trên vấn đề đại diện của cổ đông và chủ nợ. Nếu tồn tại mâu thuẩn giữa lợi ích của nhà quản lý và cổ đông thì nhà quản lý sẽ
bỏ qua những dự án có NPV dƣơng. Nhƣng Jensen (1986) và Stulz (1990) lại cho
rằng mối quan hệ nghịch biến này là do việc các công ty với các dòng tiền tự do thoải mái nhƣng có cơ hội tăng trƣởng thấp (hoặc không có cơ hội tăng trƣởng) nên có thể đầu tƣ vào những dự án có NPV âm. Tuy nhiên một khi các cá thể của thị trƣờng vốn xen vào các dự án của công ty hoặc công ty bị chi phối bởi những công ty khác, nhà quản lý sẽ hứa hẹn và gia tăng đòn bẩy để trả tiền lãi vay và vốn gốc cho nhóm lợi ích này. Tất cả những lý thuyết này cũng cố cho mối quan hệ nghịch biến giữa đòn bẩy tài chính và đầu tƣ nhƣng chỉ với những công ty có ít hoăc không có cơ hội tăng trƣởng.
Kết quả bài nghiên cứu lại một lần nữa làm vững thêm khẳng định rằng: tác động nghịch biến của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tƣ ở những công ty có cơ hôi tăng trƣởng thấp mạnh mẽ hơn đối với những công ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Thể hiện cụ thể ở kết quả hồi quy của đòn bẩy tài chính đến các công ty có cơ hội tăng trƣởng cao là -9.701 và đối với các công ty có cơ hội tăng trƣởng thấp là -
11.319. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Mohun Prasadising Odit,
Hemant B. Chittoo (2008).
Tác giả đã sử dụng những phƣơng pháp hồi quy khác nhau để xem xét tác động của đòn bẩy lên đầu tƣ. Kết quả hồi quy có ý nghĩa thống kê cho các phƣơng pháp hồi quy khác nhau. Bằng hai kiểm định Lagrangian Multiplier (LM) (Breusch and Pagan, 1980) và Hausman (Hausman, 1978) đã cho thấy đƣợc mô hình Fixed effect là thích hợp nhất để đo lƣờng tác động của đòn bẩy lên đầu tƣ.
Kết quả thực nghiệm trong bài nghiên cứu cho thấy đòn bẩy có tác động nghịch biến lên quyết định đầu tƣ khoảng -11.319 đối với những công ty có cơ hội tăng trƣởng thấp và -9.701 đối với những công ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Kết luận đƣợc rút ra từ kết quả hồi quy hàm ý rằng nếu doanh nghiệp vay nợ càng nhiều thì càng bất lợi đối với việc đầu tƣ, đặc biệt là đối với các doanh nghiệp có cơ hội tăng trƣởng thấp. Vấn đề cốt lõi nằm ở nguyên nhân thông tin bất cân xứng và mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản lý và cổ đông và trái chủ. Nếu doanh nghiệp giải quyết đƣợc vấn đề này thì việc vay nợ sẽ ảnh hƣởng tốt đến đầu tƣ. Nhà vật lý Acsimet đã có một câu nói rất nổi tiếng: “Hãy cho tôi một điểm tựa, tôi sẽ nhất bổng trái đất lên”, từ đó trên thị trƣờng chứng khoán các nhà tài chính đã phát biểu lại câu nói này nhƣ sau: “Hãy cho tôi một đòn bẩy tài chính đủ lớn, tôi có thể nâng hạ thị trƣờng theo ý mình”. Nhƣ vậy nếu giải quyết tốt vấn đề này thì đòn bẩy tài chính thực sự là một công cụ hữu hiệu để khuếch đại dòng tiền. Nếu các công ty có cơ hội tăng trƣởng thấp buộc phải vay nợ thì nên sử dụng nợ ngắn hạn hơn là nợ dài hạn, đầu tƣ theo kiểu lƣớt song, tránh tập trung nhiều trúng vào cùng một rổ trong giai đoạn kinh tế khó khăn này. Ngoài ra, với những công ty có cơ hội tăng trƣởng tốt có thể sử dụng đòn bẩy tài chính một cách phù hợp vào từng thời điểm và từng dự án cụ thể khai thác một cách tốt nhất công cụ khuếch đại của đòn bẩy tài chính.