Tác gi c l ng tác đ ng c a đòn b y lên đ u t đ i v i m u h n ch bao g m các công ty s n xu t (mã ngành 3000) trong giai đo n t β006 đ n 2013. S d ng d li u c a các công ty s n xu t đ ki m tra tính v ng c a k t qu h i quy vì
hành vi đ u t c a các công ty s n xu t ít b nh h ng b i nh ng quy đ nh không gi ng công ty tài chính và b n ch t ho t đ ng c a chúng không gi ng công ty ti n ích.
K t qu h i quy tác đ ng c a đòn b y lên đ u t các công ty s n xu t đ c th hi n trong b ng 4.7
Ki m đnh LR Test cho ra k t qu Chi2(60) = γ07.β7 và có ý ngh a th ng kê m c 1% ch ra r ng ph ng pháp h i quy hi u ng c đnh là phù h p h n s d ng ph ng pháp h i quy g p. K t qu c a ki m đ nh Hausman Test đ l a ch n
ph ng pháp phù h p gi a hi u ng c đnh và hi u ng ng u nhiên là Chi2(5) =
5.5λ1 nh ng không có ý ngh a th ng kê nên ch a th k t lu n s d ng ph ng pháp
nào là phù h p h n. K t qu h i quy b ng ph ng pháp hi u ng c đnh và hi u ng ng u nhiên khi ki m đnh m i t ng quan gi a đòn b y và đ u t t i các công ty s n xu t là t ng đ ng.
K t qu h i quy tác đ ng c a đòn b y lên đ u t t i các công ty s n xu t là
bi n D1LEV trong k t qu h i quy là 0.10 đ n 0.15 và không có ý ngh a th ng kê. K t qu kh ng đnh thêm r ng, vi c s d ng đòn b y s t o ra tác đ ng ng c chi u lên quy t đ nh đ u t . Tuy nhiên ch a th kh ng đnh ch c ch n r ng, tác đ ng
ng c chi u này các công ty s n xu t có c h i t ng tr ng cao h n là y u h n
các công ty s n xu t có c h i t ng tr ng th p h n, vì k t qu h i quy không có ý
ngh a th ng kê. B ng 4.7: T ng h p k t qu h i quy tác đ ng c a đòn b y lên đ u t t i các công ty s n xu t H i quy g p Hi u ng c đnh Hi u ng ng u nhiên C 0.4507 ** (2.1127) 0.7383*** (2.8449) 0.5053** (2.1550) CF -0.4375 (-0.9627) 0.3752 (0.8374) 0.1326 (0.3165) Q -0.0786 (-0.5474) -0.0195 (-0.1586) -0.0312 (-0.2621) LEV -0.2280 (-0.8400) -0.9259** (-2.3948) -0.5781* (-1.8206) D1LEV -0.0727 (-0.2834) 0.1528 (0.7290) 0.1074 (0.5234) SALE 0.0015 (0.0326) -0.1145 (-1.4534) -0.0508 (-0.8357) LR Test Chi2 (60) = 307.27***
Hausman Test Chi2 (5) = 5.591
Ghi chú: B ng 4.7 cung c p k t qu h i quy c a đòn b y lên đ u t các công ty s n xu t (mã ngành 3000). Th ng kê t đ c trình bày trong ngo c, d i h s h i quy.
Ki m đ nh Hausman dùng đ ki m tra đ phù h p gi a mô hình fixed effect và mô hình
random effect.
* Có ý ngh a m c 10% ** Có ý ngh a m c 5% *** Có ý ngh a m c 1%
K t qu h i quy c a các bi n lên đ u t các công ty s n xu t là t ng t v i k t qu h i quy trên toàn m u. i u này cho th y k t qu c l ng tác đ ng c a
đòn b y lên đ u c a các công ty niêm y t t i Vi t Nam là v ng và đáng tin c y. K t qu h i quy là hoàn toàn phù h p v i lý thuy t và các k t qu nghiên c utiêu bi u
tr c đây c a các tác gi PGS.TS Phan Th Bích Nguy t và c ng s (2014), Lang và c ng s (1996), Aizavian và c ng s (2005).
Tác đ ng c a đòn b y lên đ u t các công ty có c h i t ng tr ng cao là khác v i các công ty có c h i t ng tr ng th p và tu thu c và đ c đi m c a m i ngành.
CH NGăV.ăK T LU N
M c tiêu c a bài nghiên c u này là nghiên c u tác đ ng c a đòn b y lên đ u t
t i Vi t Nam. xác đnh m i quan h này, nghiên c u s d ng d li u c a 365 công ty phi tài chính niêm y t tr c n m β0010 trên hai sàn ch ng khoán S giao d ch ch ng khoán Hà N i (HNX) và S giao d ch ch ng khoán TP H Chí Minh
(HOSE) trong giai đo n 2006-2013. S d ng h i quy d li u b ng theo 3 mô hình: h i quy g p (pooling), hi u ng c đnh (Fixed Effect) và hi u ng ng u nhiên (Random Effect) đ c l ng tác đ ng c a đòn b y lên đ u t . Qua ki m đnh LR test và Hausman Test, mô hình hi u ng c đnh là phù h p nh t đ ki m đ nh t ng
quan gi a đòn b y và đ u t trong ba mô hình nói trên. Ngoài ra, bài nghiên c u còn s d ng mô hình h i quy Two-step Gεε đ kh c ph c v n đ n i sinh, tình tr ng
ph ng sai thay đ i và t t ng quan c a d li u, đ ng th i c i thi n đ c tính nh t quán và hi u qu c a c l ng. Ki m đnh Sargan cho th y mô hình Two-step GMM là h p lý, không có m i t ng quan gi a ph n d và bi n công c .
K t qu h i quy cho th y có tác đ ng thu n chi u c a đòn b y lên đ u t và có ý ngh a th ng kê. Do đa s các công ty trong m u đ u có y u t s h u nhà n c
nên các công ty này th ng d nh n đ c các đi u ki n vay u đãi mà không c n
xem xét đ n tính hi u qu khi s d ng nh ng kho n vay này đ đ u t . K t qu nghiên c u tác đ ng thu n chi u này là phù h p v i lý thuy t “Soft Budget
Constraints - ràng bu c ngân sách linh ho t” c a János Kornai (1λ86) và t ng t (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
k t qu nghiên c u c a tác gi Nguy n Th Ng c Trang và Thuý Quyên (2013).
Tác đ ng thu n chi u c a đòn b y lên đ u t các công ty có c h i t ng tr ng cao là m nh h n tác đ ng c a đòn b y lên đ u t các công ty có c h i
t ng tr ng th p. i u này hàm ý r ng, gánh n ng vay n là không c n tr đ n quy t đ nh đ u t các công ty có c h i t ng tr ng, có th hi u, các công ty này
t n d ng c h i t ng tr ng t t đ t ng đ u t , m r ng ho t đ ng s n xu t kinh
doanh. i v i các công ty có c h i t ng tr ng th p, do lo ng i v áp l c tr n , gánh n ng tài chính, kh n ng phá s n t ng t vi c s d ng đòn b y nên nh ng công ty này không th c hi n gia t ng đòn b y đ đ u t .
gi i quy t v n đ n i sinh trong mô hình, tác gi s d ng bi n công c c a
đòn b y là giá tr h u hình c a tài s n đ th c hi n h i quy. K t qu h i quy là
t ng t v i k t qu h i quy đ c nghiên c u ph n tr c c a bài nghiên c u.
i u này ch ng t n i sinh không ph i là lý do gi i thích cho m i quan h cùng chi u gi a đòn b y và đ u t .
K t qu h i quy tác đ ng c a đòn b y lên đ u t đ i v i m u h n ch là nhóm các công ty s n xu t (mã ngành γ000) là t ng t v i k t qu h i quy toàn m u. T c là có m i t ng quan d ng gi a đòn b y và đ u t . Tuy nhiên, ch a th k t lu n
đ c r ng, đòn b y có t ng quan d ng m nh h n v i đ u t các công ty có c
h i t ng tr ng cao so v i các công ty có c h i t ng tr ng th p nh k t qu h i quy trên toàn m u vì h s c a bi n D1LEV trong k t qu h i quy m u h n ch là
âm và không có ý ngh a th ng kê.
K t qu h i quy s d ng ph ng pháp Two-step Gεε c ng t ng t v i k t qu h i quy d li u b ng s d ng ph ng pháp hi u ng c đnh. Nh v y, k t qu h i quy đòn b y có m i t ng quan thu n chi u lên đ u t là v ng. H s c a bi n D1LEV trong k t qu h i quy b ng ph ng pháp Two-step Gεε là d ng, t ng
t v i k t qu h i quy b ng ph ng pháp hi u ng c đ nh, nh ng l i không có ý
ngh a th ng kê. i u này cho th y r ng, ch a th k t lu n m t cách ch c ch n tác
đ ng c a đòn b y lên đ u t các công ty có c h i t ng tr ng cao là m nh h n các công ty có c h i t ng tr ng th p. Vi t Nam, đ c thù ho t đ ng s n xu t kinh doanh c a m i ngành ch a đ c đi u ch nh trong m u có th là nguyên nhân tác
Có th có nh ng khác bi t đáng k trong hành vi đ u t các ngành khác nhau, vì v y ki m soát tác đ ng ngành là r t quan tr ng khi xem xét tác đ ng c a
đòn b y lên đ u t . Trong mô hình h i quy đ c trình bày ch ng IV, tác đ ng
ngành đ c g p vào hi u ng c a t ng công ty riêng l . ây là m t h n ch c a nghiên c u này khi ch a đi u chnh đ c các bi n trong mô hình theo tác đ ng c a
ngành đ kh ng đnh m t l n n a tính v ng c a k t qu h i quy.
Bài nghiên c uch a tính đ n các nhân t tác đ ng khác lên đ u t nh k h n n , t su t sinh l i trên tài s n, tính thanh kho n th hi n n ng l c c a công ty trong vi c đáp ng các cam k t vay n là m t h n ch th hai.
TÀI LI U THAM KH O
PGS.TS Nguy n Th Ng c Trang & Trang Thuý Quyên, 2013. M i quan h gi a s d ng đòn b y tài chính và quy t đ nh đ u t . T p chí phát tri n và h i nh p, s 9 (19), trang 10-15
PGS.TS Phan Th Bích Nguy t và c ng s , β014. òn b y và ho t đ ng đ u
t μ vai trò c a t ng tr ng và s h u nhà n c, s 16 (26), trang 33-40
Aivazian, V.A., Y. Ge, and J. Qiu, 2005. The Impact of Leverage on Firm Investment: Canadian Evidence. Journal of Corporate Finance, 277-91.
Clement K.W. Chow et al, 2010. Investment and the soft budget constraint in China. International Review of Economics & Finance, 219–227
Evgeny Lyandres and Alexei Zhdanov, 2005. Underinvestment or Overinvestment: the effects of Financial Leverage on Investment. Working paper. Simon School of Business University
Fama, E. F. and M. C. Jensen, 1983.Separation of Ownership and Control. Journal of Law and Economics 26, 301-325 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Fazzari, S., R.G. Hubbard, and B. Petersen, 1988. Financial Constraints and Corporate Investment. Brookings Papers on Economic Activity, 144-95.
Firth, M, Lin, C & Wong, SML, 2008. Leverage and investment under a state- owned bank lending environment: Evidence from China. Journal of Corporate Finance, 642-53
Graham, John R., and Campbell R. Harvey, 2001. The theory and practice of corporate finance: evidence from the field. Journal of Financial Economics60, 187- 243.
Grossman, S., Hart, O., 1982. Corporate financial structure and managerial incentives. In: McCall, J. (Ed.), The Economics of Information and Uncertainty. University of Chicago Press, Chicago, pp. 107–140.
Hackbarth, Dirk, 2008. Managerial traits and capital structure decisions. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 43:4 843-881.
Hausman, J.A., 1978. Specification tests in econometrics. Econometrica 46, 1251– 1271. Himmelberg, C.P., Hubbard, R.G., Palia, D., 1999. Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance. Journal of Financial Economics 53, 353–384.
János Kornai, 1λ86. The Soft Budget Constraint”. Kylos,1:3-30.
Jensen, M. and W. Meckling, 1976. Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure. Journal of Financial Economics, 305-60.
Jensen, M.C., 1986. Agency cost of free cash flow, corporate finance, and take-overs. American Economic Review 76, 323–329.
Lang, L.E., Ofek, E., Stulz, R., 1996. Leverage, investment and firm growth. Journal of Financial Economics 40, 3 –29.
Lehn, K., Netter, J., Poulsen, A., 1990. Consolidating corporate control: the choice between dual-class Recapitalizations versus leverage buyouts. Journal of Financial Economics 27, 557–580.
Malmendier, Ulrike, Geoffrey A. Tate, and Jun Yan, 2005. Corporate financial policies with overconfident managers. Working Paper. Stanford University and University of Pennsylvania.
McConnell, J.J., Servaes, H., 1995. Equity ownership and the two faces of debt. Journal of Financial Economics 39, 131–157.
Modigliani, F., Miller, M.H., 1958. The cost of capital, corporation finance, and the theory of investment. American Economic Review 53, 433– 443.
Myers, S., 1977. Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics 5, 147– 175.
Myers, Stewart C., and Nicolas S. Majluf, 1984. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics 13, 187-221.
Parrino, Robert and Weisbach, Michael S., 1999. Measuring investment distortions arising from stockholder-bondholder conflicts. Journal of Financial Economics53:1, 3-42.
Stulz, R.M., 1990. Managerial discretion and optimal financing policies. Journal of Financial Economics 26, 3– 27.
Viet A. Dang, 2011. Leverage, Debt Maturity and Firm Investment: An Empirical Analysis. Journal of Business Finance & Accounting, 225–258
Whited, T., 1992. Debt Liquidity Constraints, and Corporate Investment: Evidence from Panel Data. Journal of Finance, 1425-60.
Yuan Yuan - Kazuyuki Motohashi, 2012. Impact of the Debt Ratio on Firm Investment: A case study of listed companies in China. Discussion Paper, WASEDA Institute for Advanced Study
PH L C
K t qu h iăquyăph ngătrìnhă(1)ăb ngăph ngăphápăh i quy g p
K t qu Ki măđnh LR Test ậph ngătrìnhă(1)
K t qu Ki măđnh Hausman test ậph ngătrìnhă(1)
K t qu h iăquyăph ngătrìnhă(2)ăb ngăph ngăphápăhi u ng c đnh
K t qu h iăquyăph ngătrìnhă(2)ăb ngăph ngăphápăhi u ng ng u nhiên
K t qu h iăquyăhaiăgiaiăđo n - h i quy g p
K t qu h i quy t i công ty s n xu t ậ hi u ng g p
K t qu ki măđnh LR Test t i các công ty s n xu t (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});