ii Hiện tượng đa cộng tuyến thơng qua nhân tố phóng đại phương sai
4.2.2 Hiện tượng phương sai thay đổi phần dư trong mơ hình
Phương sai thay đổi là sự không đồng nhất của phương sai các nhiễu trong mơ hình. Khi mơ hình tồn tại phương sai thay đổi của nhiễu, cần lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp nhằm đạt được tính hiệu quả của ước lượng, tức là đạt được phương sai nhỏ nhất. Tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định Greene (2000) với giả thuyết như sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.2.2: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình
Mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value
(1) 8.4e+06 0.0000
(2) 2.7e+07 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 830 quan sát của 83 công ty trong giai đoạn 2005 – 2014 (Phụ lục 4)
Từ bảng 4.2.2, kết quả kiểm định Greene (2000) bằng phần mềm Stata cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%. 4.2.3 Hiện tượng tự tương quan phần dư trong mơ hình ước lượng –
Wooldridge (2002) và Drukker (2003)
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan là một trong những kiểm định chuẩn đốn về tính tin cậy của mơ hình hồi quy. Tự tương quan là quan hệ tương quan giữa các thành viên của chuỗi của các quan sát được sắp xếp theo thời gian như trong dữ liệu chuỗi thời gian. Khi có tự tương quan, cần lựa chọn các phương pháp ước lượng kiểm soát được hiện tương tự tương quan nhằm đạt được tính hiệu quả của ước lượng tức là có phương sai nhỏ nhất.
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Bảng 4.2.3: Kết quả kiểm tra tự tương quan mơ hình
Mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value
(1) 6.772 0.0110
(2) 17.802 0.0001
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 830 quan sát của 83 công ty trong giai đoạn 2005 – 2014 (Phụ lục 5)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho kết quả ở bảng 4.2.3 cho kết quả với p- value ở mơ hình 1 bằng 0.0110< α = 0.05. Tương tự ở mơ hình 2 thì p-value bằng 0.0001< α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.
4.3 Phân tích kết quả hồi quy
Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp hiệu quả để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh. Mơ hình Arellano và Bond kiểm sốt được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả được trình bày ở phần 3.
4.3.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến hành vi đầu tư của các công ty thông qua nợ
Bảng 4.3.1.1: Kết quả hồi quy mơ hình
(1) (2) y y l_y 0.612*** 0.491*** (32.97) (4.27) d_lns -12.59*** -13.36*** (-7.37) (-3.67) d_l_lns 16.95*** 16.17*** (8.93) (4.94) l2_k_s -1.208*** -12.21*** (-2.71) (-4.78) debt -0.00693*** (-2.97) debt_t -0.0111*** (-4.29) debt_1_t -0.0173*** (-4.77) _cons -3.735*** -24.60*** (-3.45) (-4.59) AR(1) 0.049 0.093 AR(2) 0.249 0.323 Hansen 0.093 0.640
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 830 quan sát của 83 công ty trong giai đoạn 2005 – 2014 (Phụ lục 6)
Từ kết quả thực nghiệm ở bảng 4.3.1.1, kiểm định Hansen của mơ hình 1 và 2 đều lớn hơn 5%, điều này cho thấy số biến công cụ trong mơ hình của GMM là đủ và phù hợp. Đồng thời tất cả kiểm định của AR(1), AR(2) cho kết quả hợp lệ. Do đó kết quả thu được từ mơ hình GMM là có độ tin cậy.
Mơ hình 1 và mơ hình 2 cho kết quả tương đồng giữa các biến với nhau. Kết quả từ bảng 4.6.1 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc y. Xét giữa các phần biến độc lập trong mơ hình hồi quy bao gồm các biến độc lập như: d_lns, l2_k_s, debt, debt_t, debt_1_t có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê. Riêng phần biến d_l_lns thì cho thấy có bằng chứng tác động cùng chiều có ý nghĩa thống kê.
Đối với biến độc lập d_lns tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê ở cả hai mơ hình 1 và 2 ở cùng mức ý nghĩa 1%. Tác động đối với biến phụ thuộc trong mơ hình hồi quy là tác động âm.
Như vậy, các biến kiểm sốt cho cho kết quả có ý nghĩa thống kê. Các biến nghiên cứu như biến DEBT(T) và DEBT (1-T) cho kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ có tác động đến mức độ đầu tư của các công ty niêm yết tại Việt Nam thông qua tỷ lệ nợ. Tác động của chính sách tiền tệ mạnh hơn trong thời kỳ mở rộng (hệ số ước lượng -0.0173) thay vì thắt chặt (hệ số ước lượng - 0.0111). Trong thời kỳ chính sách tiền tệ mở rộng, các cơng ty có tỷ lệ nợ cao khó tiếp cận với nguồn vốn ngân hàng hơn là các cơng ty có tỷ lệ nợ thấp, do chính sách thắt chặt tín dụng nhằm tránh rủi ro về nợ xấu tại Việt Nam trong những năm qua, nhất là giai đoạn sau khủng hoảng tài chính năm 2008. Điều này phù hợp với mơ hình tính
Các cơng ty có tỷ lệ nợ cao trong kỳ hiện tại hoặc kỳ trước đó sẽ ảnh hưởng nghịch biến lên hành vi đầu tư của nó. Kết quả phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây của Firth (2012), Perotti (2004), Aivazian và cộng sự (2005). Kết quả này cũng khác biệt với kết quả nghiên cứu của Vijverberg (2004) như các nghiên cứu nêu trên do tỷ lệ nợ trong nghiên cứu của Vijverberg được tính bằng nợ ngân hàng trên nợ khác thay vì dùng tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng nợ như những bài nghiên cứu còn lại nêu trên. Rõ ràng, các cơng ty có tỷ lệ nợ cao sẽ khó tiếp cận hơn trong việc tài trợ cho các dự án đầu tư mới, xét về phương diện tài trợ bên ngoài. Hệ số ước lượng cho thấy cứ 1% tăng lên trong vốn bên ngồi thì có 0.69% giảm đi trong đầu tư. Hệ số ước lượng trong biến trễ của đầu tư là 0.612 cho thấy rằng đầu tư trước đó sẽ ảnh hưởng đồng biến đến đầu tư hiện tại. Hệ số ước lượng đối với biến nguồn vốn bên ngoài là âm cho thấy các dự án đầu tư mới ít phụ thuộc bên ngồi, ở mức độ nhỏ. Trong trường hợp có chính sách tiền tệ thắt chặt, tác động của nợ cũng ít ảnh hưởng đến đầu tư mới, kể cả nợ trước đó. Việc vay nợ trước đó làm cho các cơng ty khó vay nợ hơn trong tương lai cho các cơ hội đầu tư của nó. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Aivazian và cộng sự (2005), với kết quả cho thấy mối quan hệ trái dấu giữa đầu tư và tỷ lệ nợ tại Canada.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng doanh thu có tác động đến quyết định đầu tư và giải thích sự tồn tại của mơ hình gia tốc doanh thu. Sự thay đổi doanh thu với độ trễ 2 năm có tác động dương đến quyết định đầu tư trong khi sự thay đổi doanh thu với độ trễ 1 năm cho kết quả ngược lại.
Sự tác động của thay đổi trong chính sách tiền tệ dựa trên đặc tính các cơng ty. Kết quả ước lượng liên quan được thể hiện trong bảng 4.3.1.2.
Bảng 4.3.1.2: Kết quả hồi quy mơ hình (3) (4) (5) (6) (7) (8) y Y y y y y l_y 0.599*** 0.598*** 0.357*** 0.361*** 0.598*** 0.523*** (26.96) (26.20) (8.51) (10.24) (27.36) (8.49) d_lns -13.97*** -13.80*** -9.355*** -8.895*** -14.00*** -19.18*** (-6.86) (-6.84) (-3.51) (-3.37) (-6.76) (-3.90) d_l_lns 15.78*** 15.71*** 15.09*** 16.00*** 15.77*** 18.61*** (7.54) (7.45) (4.87) (5.67) (7.71) (3.97) l2_k_s -1.108*** -1.092*** -0.727** -0.849** -1.114*** -1.472** (-2.66) (-2.65) (-2.00) (-2.00) (-2.61) (-1.96) debt_small -0.00458*** (-4.09) debt_large -0.0157*** (-8.34) debt_t_small -0.000984 (-1.09) debt_t_large -0.0141*** (-6.18) debt_1_t_small -0.00539*** (-4.78) debt_1_t_large 1.489 (1.00) debt_bank -0.0129*** (-2.78) debt_nonbank -0.0105*** (-3.65) debt_t_bank -0.00745* (-1.69) debt_t_nonbank -0.00480 (-0.98) debt_1_t_bank 3.247*** (2.67) debt_1_t_nonbank 5.315* (1.68) debt_low -0.00470*** (-3.91) debt_high 1.732 (0.97) debt_t_low -0.00621***
(-2.79) debt_t_high -22.43*** (-2.75) debt_1_t_low -0.0149*** (-4.36) debt_1_t_high -2.572 (-0.35) _cons -3.199*** -3.293*** -3.579*** -4.559*** -3.444*** -2.089 (-2.99) (-3.05) (-2.63) (-2.84) (-3.03) (-0.78) AR(1) 0.047 0.050 0.061 0.053 0.046 0.003 AR(2) 0.240 0.248 0.285 0.261 0.237 0.171 Hansen 0.280 0.376 0.141 0.346 0.267 0.336
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 830 quan sát của 83 công ty trong giai đoạn 2005 – 2014 (Phụ lục 6)
Kết quả thực nghiệm thu được ở bảng 4.3.1.2 cho kiểm định Hansen của các mơ hình 3, 4, 5, 6, 7, 8 đều lớn hơn 10%, chứng tỏ mơ hình hồi quy là phù hợp. Bên cạnh đó, tất cả kiểm định của AR(1), AR(2) đều hợp lệ. Do đó kết quả thu được từ mơ hình GMM cũng có sự tin cậy.
Mơ hình 3, 4, 5, 6, 7, 8 cho kết quả tương đồng giữa các biến với nhau và đồng nhất với khung biến có ở bảng 4.6.1. Kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM ở bảng 4.3.1.2 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc y. Cột 1 và 2 trong bảng 4.3.1.2 cho thấy chính sách tiền tệ và nguồn vốn bên ngồi là quan trọng đối với hành vi đầu tư cả các công ty nhỏ và công ty lớn tại Việt Nam. Các hệ số ước lượng đối với biến tương tác giữa nợ và quy mô đều cho kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Tuy nhiên, trong giai đoạn chính sách tiền tệ thắt chặt, các công ty nhỏ không cho thấy sự ảnh hưởng của nợ lên đầu tư với hệ số ước lượng khơng có ý nghĩa thống kê. Trong khi đối với các cơng ty lớn, chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến hành vi đầu tư ở mức ý nghĩa 1%. Điều này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của
Gertler và cộng sự (1994) với kết luận rằng chính sách tiền tệ có tác động đến đầu tư của các công ty nhỏ và công ty lớn thông qua nguồn tài trợ.
Kết quả cũng cho thấy rằng tác động của chính sách tiền tệ lên các cơng ty tại Việt Nam trong thời kỳ thắt chặt đối với công ty nhỏ và trong thời kỳ mở rộng đối với cơng ty lớn là khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, các cơng ty nhỏ có khả năng tiếp cận nguồn vốn giới hạn có thể phụ thuộc vào nguồn tài chính nội bộ cho các dự án đầu tư. Nguồn vốn nội bộ có thể gia tăng khi chính sách tiền tệ mở rộng, thúc đẩy nền kinh tế và làm cho dịng tiền của các cơng ty nhỏ tốt hơn. Mặc khác, thống kê về các cơng ty lớn trong giai đoạn chính sách tiền tệ thắt chặt cho kết quả có ý nghĩa và trong giai đoạn mở rộng khơng có ý nghĩa. Điều này cho thấy các công ty lớn sẽ phản ứng khi chính sách tiền tệ thắt chặt nhiều hơn là mở rộng do khả năng tiếp cận nguồn vốn bên ngồi tốt hơn. Hơn nữa, chính sách tiền tệ là có tác động mạnh hơn trong giai đoạn thắt chặt hơn là giai đoạn mở rộng. Điều này phù hợp với kết luận của Zubrikhi (2013) với kết luận tương tự.
Cột 3 và 4 của bảng 4.3.1.2 cho thấy rằng chính sách tiền tệ và các nguồn vốn bên ngồi là quan trọng đối với các cơng ty phụ thuộc ngân hàng. Trong giai đoạn chính sách tiền tệ thắt chặt, các cơng ty phụ thuộc ngân hàng có ít khả năng tiếp cận nguồn vốn bên ngoài hơn. Các công ty phụ thuộc vào nguồn vốn ngân hàng sẽ giảm đầu tư (hệ số ước lượng âm 0.00745, mức ý nghĩa 10%). Trong giai đoạn chính sách tiền tệ mở rộng, các công ty phụ thuộc vào ngân hàng có mức tăng đầu tư lớn do đầu tư phụ thuộc mạnh mẽ vào khả năng vay nợ của công ty. Khi khả năng này được mở rộng, các công ty sẽ tăng mức độ đầu tư (hệ số ước lượng dương 3.247, mức ý nghĩa 1%). Kết quả phù hợp với thị trường tài chính tại Việt Nam khi các ngân hàng đóng vai trị chủ chốt trong việc tài trợ cho các cơ hội đầu tư.
Tác động của chính sách tiền tệ và đặc điểm của cơng ty lên hành vi đầu tư dựa trên mức độ nợ của công ty được thể hiện ở cột 5 và cột 6 bảng 4.3.1.2. Kết quả cho thấy hệ
số ước lượng có ý nghĩa thống kê đối với các cơng ty nợ thấp khi khơng có tác động của chính sách tiền tệ và ước lượng có ý nghĩa đối với các cơng ty có nợ thấp, cao trong khi có tách động của chính sách tiền tệ thắt chặt. Khi chính sách tiền tệ mở rộng, hệ số ước lượng các cơng ty có nợ thấp cho kết quả có ý nghĩa thống kê. Có thể thấy, khi khơng xét đến chính sách tiền tệ, các cơng ty khơng phân biệt mức độ nợ trong việc tác động đến đầu tư. Khi chính sách tiền tệ là thắt chặt, các công ty lớn thể hiện rằng các dự án đầu tư sẽ không tài trợ bằng nợ với tỷ lệ nợ của công ty ở mức cao. Các công ty nhỏ với khả năng tiếp cận thị trường tài chính thấp, đầu tư dựa trên nguồn vốn nội bộ hơn là bên ngoài.
4.3.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến hành vi đầu tư của các cơng ty thơng qua dịng tiền nội bộ
Bảng 4.3.2.1: Kết quả hồi quy mơ hình
(9) (10) y y l_y 0.337*** 0.351** (4.67) (2.56) d_lns -6.901 -7.979** (-1.55) (-1.99) d_l_lns 9.447* 10.93*** (1.80) (3.64) l2_k_s -1.138** -1.554** (-2.10) (-2.42) cf_l_k -0.874** (-2.28) cf_l_k_t -1.688 (-1.00) cf_l_k_1_t -0.795* (-1.86) _cons -2.002 -2.465** (-1.42) (-2.40) AR(1) 0.080 0.047 AR(2) 0.220 0.144 Hansen 0.208 0.263
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 830 quan sát của 83 công ty trong giai đoạn 2005 – 2014 (Phụ lục 6)
Kết quả thực nghiệm thu được ở bảng 4.3.2.1 cho kiểm định Hansen của các mơ hình 9, 10 đều lớn hơn 10%, chứng tỏ mơ hình hồi quy là phù hợp. Bên cạnh đó, tất cả kiểm định của AR(1), AR(2) đều hợp lệ. Do đó kết quả thu được từ mơ hình GMM cũng có sự tin cậy.
Kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM ở bảng 4.3.2.1 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
Để kiểm định sự tác động của chính sách tiền tệ lên đầu tư cơng ty thơng qua dịng tiền nội bộ, biến dòng tiền được dùng để thay thế cho biến nợ và sử dụng mơ hình ECM. Kết quả từ mơ hình cho thấy chính sách tiền tệ thơng qua dịng tiền có tác động đến đầu tư có ý nghĩa thống kê. Khi khơng xét đến tác động của chính sách tiền tệ, kết quả cho thấy rằng dòng tiền tăng lên làm cho đầu tư giảm sút. Trong giai đoạn chính sách tiền tệ mở rộng, tác động của dòng tiền nghịch biến với đầu tư có ý nghĩa thống kê. Kết quả này thống nhất với kết luận của Cleary và cộng sự (2007) rằng dòng tiền là nghịch biến với đầu tư khi cơng ty có dịng tiền âm. Hơn nữa, khi chính sách tiền tệ mở rộng, dòng tiền thu về từ hoạt động kinh doanh tăng do sự điều chỉnh của ngân hàng nhà nước theo hướng thúc đẩy nền kinh tế. Điều này không dẫn đến việc các công ty đầu tư nhiều hơn. Hơn nữa, các công ty tại Việt Nam đa số phụ thuộc vào nguồn vốn vay ngân hàng, và việc tăng dịng tiền mang lại nhờ chính sách mở rộng trong thời gian