I/K CF/K NEG POS Q SALES
GROWTH SIZE
LEVE
RAGE ROA AGE BETA
VOLA TILITY GOV STAT E I/K 1.000 CF/K 0.470*** 1.000 0.000 NEG -0.004 -0.099*** 1.000 0.882 0.000 POS. 0.010 0.100*** -0.943*** 1.000 0.678 0.000 0.000 Q -0.024 -0.008 -0.126*** 0.127*** 1.000 0.325 0.730 0.000 0.000 SALESG ROWTH 0.002 0.006 0.016 -0.009 0.012 1.000 0.924 0.799 0.505 0.709 0.635 SIZE 0.026 0.025 -0.018 0.048** 0.123*** 0.003 1.000 0.276 0.293 0.464 0.045 0.000 0.891 LEVE RAGE -0.047** -0.061** 0.055** -0.059** -0.131*** 0.052** 0.209*** 1.000 0.050 0.011 0.022 0.015 0.000 0.033 0.000 ROA -0.458*** -0.189*** -0.182*** 0.189*** 0.373*** 0.014 -0.043* -0.239*** 1.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.566 0.073 0.000 AGE 0.010 0.027 -0.036 -0.007 0.011 -0.118*** 0.199*** 0.003 -0.104*** 1.000 0.684 0.259 0.140 0.783 0.656 0.000 0.000 0.901 0.000 BETA 0.008 0.042* 0.123*** -0.070*** -0.014 0.081*** 0.265*** 0.050** -0.045* -0.195*** 1.000 0.752 0.089 0.000 0.005 0.570 0.001 0.000 0.041 0.068 0.000 VOLATI LITY 0.024 0.009 0.069*** -0.072*** -0.113*** 0.014 -0.332*** 0.091*** -0.127*** -0.200*** 0.138*** 1.000 0.335 0.714 0.005 0.004 0.000 0.571 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 GOV -0.026 -0.006 -0.146*** 0.156*** 0.112*** -0.056*** 0.007 0.006 0.206*** -0.041** -0.113*** -0.037 1.000 0.278 0.809 0.000 0.000 0.000 0.021 0.768 0.815 0.000 0.086 0.000 0.131 STATE -0.011 -0.003 -0.059*** 0.064*** 0.012 -0.016 -0.025 0.023 0.054*** -0.024 -0.049*** 0.001 0.228*** 1.000 0.660 0.904 0.014 0.008 0.623 0.524 0.309 0.343 0.024 0.328 0.045 0.985 0.000
Bảng 4.2 tổng hợp các giá trị hệ số tương quan giữa các biến giải thích và biến
kiểm sốt trong mơ hình. Các biến độc lập được lựa chọn đưa vào mơ hình cần giải thích được thay đổi trong biến phụ thuộc về mặt lý thuyết. Tương quan này càng chặt thì các biến được sử dụng càng phù hợp và mơ hình ước lượng càng hiệu quả. Kết quả trong bảng 4.2 cho thấy hầu hết mối tương quan giữa các biến độc lập không cao. Tuy nhiên, như kỳ vọng mối tương quan giữa hai biến dummy POS và NEG sẽ có sự tương quan rất cao với nhau và sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tuy nhiên các phương trình hồi quy kiểm định giả thiết nghiên cứu chỉ bao gồm các biến tương tác với biến NEG và POS, nên hiện tương đa cộng tuyến không phải là một vấn đề cần quan tâm.
4.3. Kết quả phân tích hồi quy:
Trước tiên, tác giả sẽ kiểm tra mối quan hệ giữa đầu tư và dịng tiền, bằng việc sử dụng phương trình hồi quy chuẩn được đề xuất bởi Fazzari và các cộng sự (1988):
Ii,t/Ki,t-i = a0 + a1CFi,t/ Ki,t-i + a2 Qi, t-1 + ei,t (1)
Sau đó, để thấy rõ sự khác biệt giữa mối quan hệ dòng tiền và đầu tư, tác giả tiến hành hồi quy các phương trình ở trên cho từng mẫu riêng biệt (nhóm cơng ty nhà nước nắm quyền sở hữu chi phối và nhóm cơng ty sở hữu tư nhân).
Sau khi tìm kiếm sự khác biệt giữa mối quan hệ dịng tiền và đầu tư trên hai nhóm cơng ty có nhà nước nắm quyền sở hữu và cơng ty tư nhân nắm quyền sở hữu, tác giả tiếp tục kiểm định mối quan hệ chữ U giữa dịng tiền và đầu tư ở hai nhóm cơng
ty này, tác giả sử dụng biến (CF/K)2 được đưa vào công thức (2) để kiểm tra mối
quan hệ này:
Ii,t/Ki,t-i = a0 + a1(CFi,t/ Ki,t-i )+ a2(CFi,t/ Ki,t-i)2+ a3Qi, t-1 + ei,t (2)
Bảng 4.3: Bảng tổng hợp hồi quy dịng tiền và đầu tư:
Biến số Tồn bộ mẫu Công ty nhà nƣớc
nắm quyền kiểm sốt
Cơng ty Tƣ nhân nắm quyền kiểm soát
CF/K 0.222*** 1.795*** 0.469* -0.073 0.234*** 1.479*** P>z 0.000 0.000 0.065 0.593 0.000 0.000 (CF/K)2 -0.004*** 0.025* -0.003*** P>z 0.000 0.085 0.000 Q -0.303 -1.563 0.148 0.496 -0.562* -1.503 P>z 0.612 0.132 0.422 0.268 0.071 0.188 CONS -112.3 30.8 275.8** 356.9** -38.6 -222.0 P>z 0.437 0.849 0.012 0.030 0.832 0.640 Obs 1494 1494 366 518 976 976 Firms 214 214 69 85 156 156 Arellano-Bond
test for AR(1) 0.135 0.005 0.035 0.027 0.147 0.016
Arellano-Bond
test for AR(2) 0.277 0.548 0.804 0.106 0.387 0.961
Hansen test of
overid 0.328 0.104 0.216 0.98 0.108 0.18
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa trên dữ liệu nghiên cứu
Chú ý: bảng 4.3 trình bày các kết qủa hồi quy theo phương pháp System GMM để khắc phục hiện tượng nội sinh cho dữ liệu bảng có tồn tại hiệu ứng cố định giữa các đơn vị chéo và theo thời gian. Biến phụ thuộc là biến đo lường quy mơ đầu tư I/K. Biến giải thích chính là biến quy mơ dịng tiền của doanh nghiệp CF/K. Các kết quả hồi quy này đều có tính vững (robust) và được dựa trên số liệu mẫu quan sát giai đoạn 2008 – 2017.
Bảng 4.3 cho thấy, khi hồi quy tồn bộ mẫu:(chưa xét đến biến giải thích (CF/K)2 ),
hệ số của biến dòng tiền CF/K dương tại mức 0.222 với mức ý nghĩa 1%. Kết quả cho thấy khi đầu tư tăng 1 đơn vị thì dịng tiền sẽ tăng 0.222 đơn vị, mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư là mối quan hệ cùng chiều. Tức là, dòng tiền tạo ra càng nhiều thì doanh nghiệp càng có động lực để gia tăng đầu tư. Nhưng đôi khi trên trên
thực tế, trước những biến động bất lợi của thị trường, nhiều doanh nghiệp cũng có một số quyết định thu hẹp quy mô đầu tư để giảm thiểu rủi ro. Hơn nữa, trong thời kỳ khủng hoảng, cơ hội đầu tư hạn chế và dẫn đến kỳ vọng tăng trưởng thấp cũng khiến doanh nghiệp rụt rè trong việc ra quyết định đầu tư. Điều này giải thích phản ứng khơng mạnh của đầu tư khi dòng tiền thay đổi. Mặt khác, kết quả hồi quy cũng có thể dự đốn mối liên hệ dịng tiền và đầu tư là quan hệ tuyến tính.
Kết quả này một lần nữa khẳng định mối quan hệ dịng tiền và đầu tư thực sự có ý
nghĩa thống kê. Hệ số chặn của biến (CF/K)2 là -0.004 có ý nghĩa thống kê ở mức
1%. Điều này cho thấy mối quan hệ giữa dịng tiền và đầu tư đối với tồn bộ các công ty nhà nước sở hữu và tư nhân sở hữu) là mối quan hệ phi tuyến có hình chữ U ngược. Kết quả này khác với những phát hiệncủa bài nghiên cứu gốc của Firth và các cộng sự (2012) cũng như những nghiên cứu trước đây đối với các công ty ở Mỹ của Cleary và các cộng sự (2007) và những công ty ở Anh của Guariglia (2008). Phát hiện này của luận án cho thấy, tình bình qn đối với các cơng ty cổ phần ở Việt Nam, khi dịng tiền tự do tăng thì đầu tư tài sản cố định cũng tăng nhưng khi quy mơ dịng tiền tăng đến mức ngưỡng thì quy mơ đầu tư sẽ quay đầu giảm. Tuy nhiên hệ số hồi quy trên biến tobin‟s Q một lần nữa khơng có ý nghĩa thống kê hay cơ hội đầu tư mới khơng giúp giải thích quy mơ đầu tư trong thực tế của doanh nghiệp.
Bảng 4.3 cũng cho thấy, khi hồi quy với nhóm mẫu thứ nhất (các cơng ty có kiểm sốt nhà nước) và khi hồi quy với mơ hình chuẩn (chưa xét đến biến giải thích
(CF/K)2 , hệ số của biến dòng tiền CF/K dương tại mức 0.469 với mức ý nghĩa 10%.
Kết quả này cho thấy khi đầu tư tăng 1 đơn vị thì dịng tiền sẽ tăng 0.469 đơn vị, mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư là mối quan hệ cùng chiều (kết quả có mối quan hệ giống như khi chạy hồi quy toàn bộ mẫu). Và một lần nữa, chúng ta thấy rằng, tobin‟s Q vẫn khơng có ý nghĩa thống kê.
Kết quả hồi quy với mơ hình chuẩnở nhóm các cơng ty có kiểm sốt nhà nước có
chứa biến (CF/K)2cho thấy hệ số hồi quy trên biến bậc 2 này có ý nghĩa thống kê ở
cả các công ty cổ phần ở Việt Nam tuân theo mẫu hình chữ U ngược thì mối quan hệ này ở những cơng ty có sự kiểm sốt nhà nước lại tuân theo mối quan hệ phi tuyến theo hình chữ U thường, hay khi quy mơ dịng tiền ban đầu tăng thì quy mơ đầu tư mới lại giảm nhưng sau đó sẽ tăng nhanh. Kết quả này nhất quán với bài nghiên cứu gốc của Firth và các cộng sự (2012). Tuy nhiên hệ số hồi quytobin‟s Q vẫn khơng có ý nghĩa thống kê.
Tiếp tục hồi quy mơ hình chuẩn (chưa xét đến biến giải thích (CF/K)2 chonhóm mẫu
thứ hai (các cơng ty do tư nhân kiểm sốt), kết quả cho thấy khihệ số của biến dòng tiền CF/K dương tại mức 0.234 với mức ý nghĩa 1%. Điều này có ý nghĩa rằng khi quy mô đầu tư tăng 1 đơn vị thì dịng tiền tại các cơng ty tư nhân kiểm sốt sẽ tăng 0.234 đơn vị, mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư là mối quan hệ cùng chiều (kết quả có mối quan hệ giống như khi chạy hồi quy toàn bộ mẫu).
Kết quả hồi quy cũng cho thấy rằng hệ số hồi quy trên biến giải thích tobin‟s Q có ý nghĩa thống kê. Điều này chứng tỏ, cơ hội đầu tư của cơng ty cổ phần có sở hữu tư nhân sẽcó ảnh hưởng đến quy đầu tư của các công ty cổ phần này, tức là, khi các công ty tư nhân kỳ vọng trong tương lai việc đầu tư mang lại hiệu quả cao cho cơng ty, thì cơng ty sẽ tận dụng tất cả các cơ hội đầu tư mà cơng ty nhìn thấy.
Khi hồi quy phương trình có đưa vào biến (CF/K)2để kiểm định mối quan hệ phi
tuyến có thể có giữa dịng tiền và quy mơ đầu tư ở nhóm các cơng ty cổ phần do tư nhân kiểm sốt thì kết quả hồi quy cho thấy mối quan hệ này có hình chữ U ngược giống như kết quả hồi quy khi chạy toàn bộ mẫu. Như vậy mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư trong các công ty cổ phần tư nhân có hiệu ứng lấn át hay mạnh hơn mối quan hệ này ở các công ty cổ phần mà nhà nước nắm quyền sở hữu chi phối khi chúng ta thực hiện hồi quy cho tồn bộ mẫu quan sát. Trong mơ hình hồi quy cho các cơng ty cổ phần tư nhân thì hệ số hồi quy của biến giải thích tobin‟s Q khơng có ý nghĩa thống kê
Các phân tích trên cho thấy sự khác nhau rõ rệt trong mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư đối với nhóm các cơng ty cổ phần có và khơng có sự quản lý của Nhà nước.
4.4. Kiểm định mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tƣ khi xét đến mối quan hệ tƣơng tác khi doanh nghiệp có dịng tiền dƣơng (POS) và khi có dịng tiền âm (NEG)
Để tìm hiểu biến động của dịng tiền lên quy mơ đầu tư của doanh nghiệp khi dòng tiền dồi dào (dương) hay bị hạn chế (âm), tác giả đưa thêm biến giả POS (biến giả POS = 1 khi dòng tiền dương, biến giả POS = 0 khi dịng tiền âm) vào trong mơ hình phân tích. Theo đó biến tương tác CF/K * NEG và CF/K * POS sẽ được sử dụng như là 2 biến giải thích chính của mơ hình. Kết quả này phù hợp và nhất quán với Cleary et al (2007).
Ii,t/Ki,t-i = a0 + a1 (CFi,t* NEG)/ Ki,t-i + a2(CFi,t* POS)/ Ki,t-i+ a3Qi, t-1 + ei,t (3)
Bảng 4.4:Ước lượng mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư khi doanh nghiệp không bị hạn chế tài chính (có dịng tiền dương) và bị ràng buộc về tài chính (dịng tiền âm)
Biến số Tồn bộ mẫu Cơng ty nhà nước
nắm quyền kiểm sốt
Cơng ty Tư nhân nắm quyền kiểm soát
CF/K * NEG -0.483 -0.144 -0.405 P>z 0.315 0.477 0.298 CF/K * POS 0.230*** 0.311* 0.241*** P>z 0.000 0.083 0.000 Q 0.018 -0.043 -0.548 P>z 0.977 0.596 0.144 _cons -93.63 0.574*** 0.213 P>z 0.442 0.002 0.749 Obs. 1494 518 976 Firms 214 85 156 AR(2) 0.235 0.547 0.467 Hansen test 0.284 0.973 0.144
Chú ý: bảng 4.3 trình bày các kết qủa hồi quy theo phương pháp System GMM để khắc phục hiện tượng nội sinh cho dữ liệu bảng có tồn tại hiệu ứng cố định giữa các đơn vị chéo và theo thời gian. Biến phụ thuộc là biến đo lường quy mô đầu tư I/K. Biến giải thích chính là biến tương tác giữa dòng tiền của doanh nghiệp và biến giả ràng buộc tài chính (CF/K*POS; CF/K*NEG). Các kết quả hồi quy này đều có tính vững (robust) và được dựa trên số liệu mẫu quan sát giai đoạn 2008 – 2017.
Kết quả hồi quy về mối quan hệ giữa dòng tiền và đầu tư trong điều kiện ràng buộc về nguồn vốn nội bộ của các công ty cho thấy, khi doanh nghiệp dịng tiền dồi dào (CF dương) thì giữa đầu tư và dịng tiền có mối quan hệ cùng chiều và khi doanh nghiệp có dịng tiền bị hạn chế (CF âm), giữa dịng tiền và đầu tư lại có mối quan hệ ngược chiều với nhau. Mối quan hệ này là hợp lý khi nó thể hiện sự đánh đổi giữa ảnh hưởng chi phí và ảnh hưởng thu nhập của đầu tư. Khi doanh nghiệp bị ràng buộc về tài chính (hay nguồn vốn nội bộ bị hạn chế) thì sự gia tăng đầu tư sẽ làm tăng rủi ro tài chính nếu công ty sử dụng nợ vay nhưng cũng đem lại kỳ vọng hồi phục sức khỏe của công ty. Khi nguồn vốn nội bộ eo hẹp, các cơng ty cịn e dè khi đưa ra quyết định đầu tư bởi mỗi đồng vốn vay hay huy động thêm từ bên ngoài sẽ làm tăng nguy cơ mất khả năng thanh khoản. Tuy nhiên, việc thu hẹp quy mô đầu tư có thể tác động xấu đến thu nhập và tăng trưởng cho doanh nghiệp. Đến một điểm nhất định, ảnh hưởng thu nhập sẽ chi phối thay vì ảnh hưởng chi phí. Khi đó cơng ty sẽ có thể quyết định vay nợ để đầu tư thêm tài sản cố định với hy vọng sẽ vực dậy tình hình tài chính hiện tại. Do vậy, mối quan hệ giữa dịng tiền và đầu tư trở nên rõ rệt hơn đối với các cơng ty bị ràng buộc về tài chính. Kết quả này, hồn tồn tương đồng với những kết luận của Cleary và cộng sự (2007), Guariglia ( 2008).
Đối với trƣờng hợp phân tích cho tồn bộ mẫu quan sát, hệ số hồi quy trên biến
tương tác CF/K*NEG là -0.483. Cho trước giá trị trung bình tồn mẫu của biến giải thích chính CF/K là 0.780 và của biến phụ thuộc I/K trong dòng tiền âm là 0.853, thì điều này có nghĩa rằng ứng với 10% gia tăng trong biến CF/K sẽ dẫn đến 4.42% (=0.780*10%*0.483/0.853) giảm trong đầu tư khi dòng tiền của doanh nghiệp là âm. Khi dòng tiền dương hệ số hồi quy trên biến tương tác CF/K*POS là 0.230 có
mức ý nghĩa 1%, với giá trị trung bình tồn mẫu của biến giải thích CF/K là0.773 và biến phụ thuộc I/K là 0.993, điều này có nghĩa rằng ứng với 10% gia tăng trong dòng tiền sẽ dẫn đến tăng 1.78% ( =0.780*10%* 0.230/0.993) trong đầu tư. Như vậy, nếu nguồn quỹ nội bộ càng cao dẫn đến cơ hội đầu tư cao hơn và ngược lại, nếu ngồn quỹ nội bộ càng thấp thì cơ hội đầu tư giảm.
Đối với trƣờng hợp những cơng ty có nhà nƣớc nắm quyền sở hữu:hệ số
CF/K*NEG là -0.144 có ý nghĩa là khi có sự gia tăng 10% trong dịng tiền dẫn đến việc giảm 1.34% (= 0.690*10%*0.144/0.741) trong đầu tư khi dòng tiền của các cơng ty có sở hữu nhà nước là âm. Tuy nhiên, khi dòng tiền dương hệ số CF/K*POS là 0.311 nghĩa là khi tăng 10% trong dịng tiền dẫn đến các cơng ty có nhà nước nắm quyền sở hữu cũng sẽ tăng 2.99% (= 0.690*10%*0.311/0.718) trong đầu tư.
Đối với trƣờng hợp những công ty tƣ nhân: hệ sốCF/K*NEG là -0.405 cũng có ý
nghĩa tương tự khi chạy hồi quy tồn mẫu và hồi quy cho các cơng ty có kiểm sốt của nhà nước, khi có sự gia tăng 10% trong dịng tiền dãn đến việc giảm 3.14% (= 0.690*10%*0.405/0.890) trong đầu tư kho dòng tiền âm. Đối với dòng tiền dương, hệ số CF/K*POS là 0.241 và có mức ý nghĩa tại 1% nghĩa là khi tăng 10% trong dòng tiền dẫn đến các công ty tư nhân cũng sẽ tăng 1.41% (=0.690*10%*0.241/1.180) trong đầu tư.
Bảng 4.5 Tóm tắt sự ảnh hưởng của dịng tiền đến các hình thức sở hữu cơng ty:
Biến tương tác Toàn bộ mẫu Cơng ty có sở hữu nhà nước Cơng ty tư nhân
CF/K* NEG -4.42% -1.34% -3.14%