KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Bảng 1 thể hiện thống kê mô tả cho các biến được sử dụng trong mơ hình, bao gồm số quan sát, trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất.

Bảng 1: Th ng kê dữ liệu

Mẫu quan sát bao gồm dữ liệu theo năm của 366 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến 2013, và đảm bảo yêu cầu mỗi cơng ty phải có dữ liệu dài hơn 5 kỳ liên tiếp. Tất cả các biến được hiệu chỉnh bằng kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorization) ở mức 1% để giảm thiểu ảnh hưởng của các ngoại lai ở mỗi đi có thể cho kết quả giả mạo. Các biến phụ thuộc bao gồm tăng trưởng trong tổng tài sản (Total asset), tăng trưởng trong tài sản cố định (PPE), tăng trưởng trong hàng tồn kho (Inventory) và Chi tiêu vốn (Capex) được xác định theo )/ . Các biến kiểm soát bao gồm Trading Vol. được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ phiếu đang lưu hành, Trading Vol./Ind được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ phiếu giao dịch trung bình ngành cùng kỳ, Leverage được xác định bằng Tổng nợ/Tổng tài sản, Tobin’s Q được xác định bằng (Vốn hóa thị trường + Tổng nợ)/Tổng tài sản, và Cash Flow được xác định bằng (EBIT+ Khấu hao)/Tổng tài sản. Các biến tham gia tương tác bao gồm Issue thể hiện việc cơng ty có phát hành thêm cổ phiếu trong năm quan sát, High B/M thể hiện công ty là công ty “giá trị” với tỷ số B/M cao hơn thị trường, Large thể hiện công ty có là cơng ty lớn với tổng tài sản lớn hơn mức trung bình thị trường.

Biến Số quan sát Mean Std. Dev. Min Max

Biến đầu tư

Total asset 2099 0.1505 0.2645 -0.3334 1.2481

PPE 2099 0.3299 1.2590 -0.6777 8.9130

Inventory 2099 0.1044 0.4444 -0.7958 1.9179

Capex 2099 0.0256 0.1071 -0.1519 0.6052

Biến thanh khoản

Trading Vol. 2099 0.0045 0.0054 0.0000 0.0271

Trading Vol./Ind 2099 1.0078 1.6792 0.0021 9.4981

Biến kiểm soát

Levarage 2099 0.5200 0.2178 0.0505 0.8871 Tobin's Q 2099 1.0974 0.4385 0.4861 3.2647 Cash Flow 2099 0.1771 0.1340 -0.0717 0.6741 Biến tương tác Issue 2099 0.1729 0.3783 0 1 High B/M 2099 0.5102 0.5000 0 1 Large 2099 0.2187 0.4134 0 1

Khi phân tích kinh tế, Bảng 2 trình bày kết quả của mơ hình được đề xuất trong

phương trình (1), sử dụng khối lượng giao dịch như là thước đo thanh khoản. Kết quả kiểm định Hansen test cho thấy tập hợp biến công cụ không phù hợp cho định nghĩa số 1 về đầu tư, xem xét đầu tư là sự tăng trưởng trong tổng tài sản. Lưu ý rằng giả thuyết Ho của kiểm định Hansen giả định tập hợp biến công cụ là hợp lý và là tập hợp các biến ngoại sinh, không tương quan với phần dư của phương trình hồi quy. Tuy nhiên, kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value của kiểm định Hansen cho hồi quy 1 < 0.05, điều này cho thấy có thể hồi quy 1 cho định nghĩa đầu tư là tăng trưởng trong tổng tài sản đã vi phạm điều kiện ràng buộc về overidentification (overidentification restriction), tập hợp các biến công cụ không hợp lý trong hồi quy này và có khả năng tương quan với phần dư. Vì lý do này, tơi không xem xét đến định nghĩa 1 về đầu tư như sự tăng lên trong tổng tài sản trong các hồi quy tiếp theo sử dụng khối lượng giao dịch là thước đo thanh khoản. Với ba định nghĩa còn lại của đầu tư, các kiểm định về điều kiện ràng buộc về overidentification (overidentification restriction) và kiểm định độ vững của tập hợp biến công cụ điều cho kết quả tốt. Trong các hồi quy này, hệ số β của biến thanh khoản thể hiện tương quan âm có ý

nghĩa giữa thanh khoản và đầu tư ở các định nghĩa 2 và 4 về đầu tư. Điều này cho thấy cơng ty nào có khối lượng giao dịch cao hơn sẽ đầu tư ít hơn, đặc biệt là giảm đầu tư vào tài sản cố định và giảm chi tiêu vốn. Tuy nhiên, tác động của biến thanh khoản lên đầu tư thể hiện mức ý nghĩa cao cho định nghĩa đầu tư thứ 4, Capex, tiêu dùng vốn ở mức 1%. Ngược lại, tác động của thanh khoản lên đầu tư đối với định nghĩa đầu tư từ PPE, tài sản cố định, có mức ý nghĩa thấp 10% và khơng có ý nghĩa đối với định nghĩa đầu tư thứ 3, Inventory, tăng lên trong hàng tồn kho. Điều này có vẻ khơng hợp lý, và có thể thấy rằng mối tương quan này khơng giống với tương quan dương của thước đo thanh khoản này được trình bày trong Munoz (2012). Kết quả nghiên cứu Munoz (2012) cho thấy tính thanh khoản của thị trường chứng khoán thúc đẩy đầu tư nhiều hơn và duy trì mức ý nghĩa cao cho các định nghĩa đầu tư, và

được hỗ trợ bởi nhiều bằng chứng đáng kể từ Polk và Sapienza (2009), Almeida và Campello (2007), Cummins và đồng sự (2006), Gilchrist và đồng sự (2005), Butler và đồng sự. (2005). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại tìm thấy được sự hỗ trợ từ các nghiên cứu của Fang và đồng sự (2012), Stein (2003, 1988, 1989) và Porter (1992). Sự khác biệt trong kết quả nghiên cứu này so với kết quả của nghiên cứu gốc Munoz (2012) có thể giải thích bởi hai lý do chính như sau: Thứ nhất, nghiên cứu này tôi sử dụng các thước đo đầu tư chính bao gồm chi phí vốn (Capex) và gia tăng trong tài sản cố định (PPE), trong khi nghiên cứu của Munoz (2012) sử dụng định nghĩa đầu tư là sự gia tăng trong tổng tài sản, hàng tồn kho và tài sản cố định vì khơng thể thu thập được số liệu về chi phí vốn (Capex) ở các thị trường được nghiên cứu. Dữ liệu về chi tiêu vốn (Capex) và tăng trưởng trong tài sản cố định là các thước đo hiệu quả hơn, thể hiện được đầu tư thực của doanh nghiệp trong khi gia tăng trong tổng tài sản, hàng tồn kho có thể là các khoản đầu tư không hiệu quả và có nhiều mục đích khác. Thứ hai, dữ liệu ở bài nghiên cứu này là dữ liệu tại thị trường chứng khoán Việt Nam, một thị trường mới nổi còn non trẻ và khối lượng giao dịch còn chịu ảnh hưởng của các kênh tác động nghịch chiều như đề xuất bởi Stein (1988, 1989) và Porter (1992), tác động của sự theo đuổi kết quả hoạt động kinh doanh và hành vi thiển cận của các nhà quản lý. Trong khi đó, dữ liệu nghiên cứu của Munoz (2012) ở các quốc gia Mỹ Latin, tác giả cũng khẳng định rằng ở các thị trường nghiên cứu này việc các cổ đông kiểm soát với mục tiêu đầu tư dài hạn rất tốt nên áp lực thị trường chứng khốn thấp hơn và ít tồn tại các hành vi thiển cận của các nhà quản lý. Cụ thể hơn cho thị trường Việt Nam, áp lực thị trường chứng khoán là cao hơn và các nhà quản lý doanh nghiệp tại thị trường chứng khoán Việt nam chịu áp lực cao hơn về kết quả hoạt động kinh doanh, đặc biệt là trong ngắn hạn. Do đó, thật dễ hiểu khi khối lượng giao dịch của chứng khoán một doanh nghiệp trên thị trường tăng lên, các nhà quản lý doanh nghiệp đó chịu sức ép nặng nề về kết quả hoạt động kinh doanh trong ngắn hạn để có thể duy trì được quyền quản lý của họ, được xem là gia tăng trong

hành vi thiển cận của nhà quản lý, được đề cập và giải thích rõ trong nghiên cứu của La Porta và đồng sự (1999), Shleifer và Vishny (1986). Đặc biệt trong thị trường chứng khoán Việt Nam, số lượng và khối lượng giao dịch của các nhà đầu tư tham gia lướt sóng tạm thời trên thị trường khá cao, dẫn đến sức ép cho hành vi thiển cận càng cao. Khi các nhà quản trị có hành vi thiển cận, họ có thể dễ dàng bỏ qua các cơ hội đầu tư tốt, mang lại giá trị công ty trong dài hạn mà theo đuổi kết quả kinh doanh trong ngắn hạn. Giải thích này cũng được đề xuất bởi nghiên cứu của Fang (2012), kết luận rằng có một mối tương quan âm có ý nghĩa mạnh mẽ giữa thanh khoản thị trường chứng khoán và sự đầu tư đổi mới. Trong đó, Fang cũng cho rằng, chính hành vi thiển cận của nhà quản lý dẫn đến hi sinh những cơ hội đầu tư tốt để đánh đổi bằng tăng trưởng trong ngắn hạn, đặc biệt đối với các cơng ty có lợi nhuận thấp và ở các thị trường có tính chất tạm thời (transisent) cao.

Tác động của Tobin’s Q thì khơng đồng nhất ở ba phương trình hồi quy với ba định nghĩa khác nhau của đầu tư, đối với các định nghĩa 2 và 4, Tobin’s Q có mối tương quan dương có ý nghĩa ở mức 5% với đầu tư, có thể thấy đầu tư tại các doanh nghiệp lớn ở Việt Nam bị tác động nhiều từ cơ hội và triển vọng tăng trưởng, và Tobin’Q trong trường hợp này là một đại diện tốt cho tập hợp cơ hội đầu tư, điều này phù hợp với lý thuyết Q trong đầu tư. Tuy nhiên, ở định nghĩa 3, đầu tư được đo lường thông qua sự tăng lên trong hàng tồn kho, Tobin’s Q thể hiện một mối tương quan âm với đầu tư, điều này hàm ý các cơ hội đầu tư tăng làm sút giảm trong hàng tồn kho, nhưng hệ số ước lượng cho mối tương quan này chỉ có ý nghĩa ở mức 10%.

Đòn bẩy nợ được sử dụng trong mơ hình (1) như một biến kiểm sốt cho độ nhạy cảm đầu tư – dòng tiền. Mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê giữa nợ và đầu tư là như kỳ vọng lý thuyết. Những doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều thường có liên quan với việc tăng chi tiêu đầu tư. Các lý giải lý thuyết có thể bắt nguồn từ vấn đề lợi ích tấm chắn thuế từ nợ, qua đó việc sử dụng địn bẩy nợ cao sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp.

Rủi ro luôn song hành với lợi nhuận, việc sử dụng nhiều nợ sẽ làm tăng khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính khi dịng tiền hoạt động của cơng ty vượt quá nhu cầu cho các cơ hội đầu tư sinh lợi của nó. Kết quả hồi quy với mối tương quan đồng biến giữa nợ và đầu tư cũng đã được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu thực nghiệm như đã được đề cập trong phần lý thuyết. Ví dụ, mối tương quan dương của nợ - đầu tư trong vai trị kiểm sốt mơ hình đầu tư (1) ở đây tương đồng với kết quả nghiên cứu của Bo và Sterken (2002) về sự ảnh hưởng chéo của lãi suất cấp độ công ty (lãi suất được chi trả bởi công ty) và kết quả cho thấy đầu tư nhiều hơn trong những công ty sử dụng nhiều nợ. Tuy nhiên, vẫn có một số nghiên cứu cho kết quả trái chiều về mối tương quan giữa đòn bẩy nợ và đầu tư, tiêu biểu là nghiên cứu của Munoz (2012) và Aivazian và đồng sự (2005). Các nghiên cứu này có kết quả cho thấy địn bẩy nợ có tương quan âm có ý nghĩa đến đầu tư với luận điểm cho rằng đó là bằng chứng của kênh đầu tư quá mức. Các nghiên cứu này lập luận rằng các cơng ty với mức địn bẩy cao hơn sẽ đòi hỏi một dòng tiền lớn để trả lãi và vốn gốc, do đó giảm vốn đầu tư vào các dự án mới. Kết quả hồi quy cũng cho thấy dịng tiền (Cash flow) có tương quan dương và có ý nghĩa mạnh mẽ đến đầu tư. Kết quả cho thấy chiều tương quan, độ lớn của hệ số và mức ý nghĩa dòng tiền tương tự như nghiên cứu của Almeida và Campello (2007). Việc dự đoán rằng đầu tư nhạy cảm với lượng tiền mặt trong cơng ty có thể được lý giải dựa trên một số lý thuyết tài chính. Theo lý thuyết đại diện, các giám đốc có xu hướng đầu tư quá mức để đạt được những lợi ích cá nhân. Các thị trường vốn bên ngoài, ở một chừng mực nào đó, sẽ giới hạn khả năng của các giám đốc trong việc theo đuổi các mục tiêu này. Do đó, sự thừa thãi của dịng tiền mặt trong cơng ty đưa đến hệ quả là các giám đốc sẽ đầu tư nhiều hơn và dẫn đến đầu tư quá mức dựa trên nguồn này, luận điểm này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Fazzari và đồng sự, (1988). Cịn theo lý thuyết bất cân xứng thơng tin, bản thân các giám đốc này hạn chế nguồn tài trợ bên ngoài nhằm tránh việc phát hành các cổ phiếu bị đánh giá thấp. Dòng tiền

thuyết trên khơng giải thích tốt trong thực tế. Để kiểm tra xem dịng tiền có liên quan đến các ràng buộc tài chính (financial contrainst) hay không, tôi sử dụng nghiên cứu của Bond và đồng sự (2003), để ước tính mối quan hệ giữa EBIT và dòng tiền. Kết quả hồi quy với dữ liệu này cho thấy một mối quan hệ tích cực và mạnh mẽ giữa chúng, điều này thực sự hỗ trợ việc sử dụng dòng tiền làm thước đo cho ràng buộc tài chính.

Bảng 2: K t quả ớc l ng sử dụng kh i l ng giao d ch (Trading Vol.) l một th ớc o về thanh

khoản.

Bảng này đưa ra kết quả ước lượng dữ liệu bảng với biến công cụ là hai độ trễ của sai phân bậc nhất của Tobin’s Q và sai phân bậc nhất của các biến độc lập khác gồm Trading Vol., Leverage và Cash Flow. Hồi quy này cũng bao gồm hiệu ứng cố định (Fixed effect) ở cấp độ công ty, cùng với việc làm vững các giả định (robust standard errors and clustered by firm) nhằm loại bỏ hiệu ứng phương sai thay đổi (heteroscedasticity) và tương quan chuỗi thời gian ở cấp độ công ty. Mẫu quan sát bao gồm dữ liệu theo năm của 366 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến 2013, và đảm bảo u cầu mỗi cơng ty phải có dữ liệu dài hơn 5 kỳ liên tiếp. Tất cả các biến được hiệu chỉnh bằng kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorization) ở mức 1% để giảm thiểu ảnh hưởng của các ngoại lai ở mỗi đi có thể cho kết quả giả mạo. Các biến phụ thuộc bao gồm tăng trưởng trong tổng tài sản (Total asset), tăng trưởng trong tài sản cố định (PPE), tăng trưởng trong hàng tồn kho (Inventory) và Chi tiêu vốn (Capex) được xác định theo )/ . Các biến kiểm soát bao gồm Trading Vol. được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ phiếu đang lưu hành, Leverage được xác định bằng Tổng nợ/Tổng tài sản, Tobin’s Q được xác định bằng (Vốn hóa thị trường + Tổng nợ)/Tổng tài sản, và Cash Flow được xác định bằng (EBIT+ Khấu hao)/Tổng tài sản.

Bảng 2 (ti p theo)

Biến giải thích: Total asset (1) PPE (2) Inventory (3) Capex (4) Tobin's Q 0.0916 2.4873** -0.4127* 0.1632** (0.1277) (1.229) (0.2126) (0.0691) Trading Vol. 2.5612 -5.1737* 7.9354 -3.8677*** (3.5319) (26.3472) (5.2822) (1.4553) Leverage 1.6864*** 1.3328** 2.0591*** 0.1677*** (0.1369) (0.6508) (0.2314) (0.0552) Cash Flow 1.5309*** 1.0401** 2.189*** 0.1844*** (0.1359) (0.7525) (0.2317) (0.0636) Observations 1001 1001 1001 1001 Number of firms 366 366 366 366

Hansen test (p value) 0.0367 0.4975 0.2027 0.4392

Underidentification test (P-val) 0.0013 0.0013 0.0013 0.0013 Weak-instrument-robust inference

(minimum P-value) 0.0684 0.0662 0.0457 0.0712

Sai số chuẩn được làm vững các giả định (Robust standard errors and clustered by firm) được trình bày trong ngoặc

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Bảng 3 trình bày kết quả ước lượng với biến khối lượng giao dịch điều chỉnh theo

ngành đại diện cho thanh khoản. Kết quả ước lượng sử dụng khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành đối với các định nghĩa khác nhau của đầu tư cho các kết quả hồi quy tương tự với kết quả hồi quy sử dụng khối lượng giao dịch ở mức độ chiều tác động, hệ số và mức độ ý nghĩa cho phần lớn các biến độc lập. Điều đáng chú ý là hệ số ước lượng và mức ý nghĩa của biến khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành tương tự với kết quả ước lượng sử dụng khối lượng giao dịch đại diện cho thanh khoản, cho thấy rằng doanh nghiệp nào có khối lượng giao dịch cao hơn trung bình ngành thì có đầu tư lại thấp hơn hơn. Kết quả này hồn tồn khơng phù hợp với các nghiên cứu của Munoz (2012), Polk và Sapienza (2009), Gilchrist và đồng sự (2005), Butler và đồng sự (2005) and về tác động của thanh khoản thị trường và thanh khoản theo ngành lên đầu tư ở cấp

độ công ty. Tiêu biểu, kết quả nghiên cứu của Munoz (2012) cũng cho thấy rằng tác động của thanh khoản, đo lường bằng khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành, có tương quan dương có ý nghĩa lên đầu tư ở cấp độ công ty, chứng tỏ rằng doanh nghiệp nào có khối lượng giao dịch cao hơn so với trung bình ngành thì có mức đầu tư cao hơn. Tuy nhiên, kết quả hồi quy này tương ứng với kết quả hồi quy sử dụng khối lượng