Investmenti,t Sdebtt-1 Ldebtt-1 Inventoryi,t Fixedasseti,t
Investmenti,t 1
Sdebtt-1 -0.0260 1
Ldebtt-1 -0.0317 0.0017 1
Inventoryi,t -0.0435 0.3652*** -0.1713 1
Fixedasseti,t 0.0828 0.0623 0.2154*** -0.0608*** 1
Tóm lại, về phương pháp nghiên cứu, sau khi tác giả kiểm định các giả thuyết OLS bị vi phạm và có tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong mơ hình hồi quy, tác giả tiến hành sử dụng phương pháp FEM để hồi quy mơ hình cho bài nghiên cứu. Tiếp theo, để hạn chế những nhược điểm của phương pháp OLS và FEM và giải quyết hiện tượng nội sinh có thể tồn tại giữa các biến nợ vay ngân hàng, nợ ngắn hạn ngân hàng và nợ dài hạn ngân hàng với đầu tư của công ty, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy hai giai đoạn (2SLS) với biến công cụ là tỷ lệ tài sản cố định hữu hình và tỷ lệ hàng tồn kho. Cuối cùng, để xem xét ý nghĩa các hệ số hồi quy, tác giả so sánh giá trị p-value của các hệ số hồi quy với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%, nếu giá trị p-value của các hệ số hồi quy nhỏ hơn một trong ba mức ý nghĩa trên thì kết luận hệ số hồi quy có ý nghĩa tức là biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Thống kê mô tả
Tác giả sử dụng mẫu dữ liệu bảng gồm 319 cơng ty phi tài chính được niêm yết trên hai Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HSX) và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2015. Bảng 4.1 trình bày kết quả thống kê mơ tả các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình với các giá trị: trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất với tổng mẫu 2.552 quan sát. Kết quả cho thấy, các cơng ty Việt Nam có tỷ lệ nợ vay ngân hàng trung bình là 25.2%. Trong đó, tỷ lệ nợ vay ngắn hạn trung bình là 17.12%, tỷ lệ nợ vay dài hạn trung bình chỉ là 8.07%, cho thấy các công ty niêm yết tại Việt Nam sử dụng các khoản vay ngắn hạn nhiều hơn là các khoản vay dài hạn. Khi cấu trúc vốn của cơng ty có tỷ lệ nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng cao trong tổng nợ, đa số các dự án đầu tư phải sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn, điều này dễ gây ảnh hưởng đến dòng tiền và khả năng thanh tốn của doanh nghiệp.
Ngồi ra, giá trị trung bình của biến đầu tư rịng trên tài sản cố định (Investmenti,t) là 1.367 cho thấy các công ty Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu từ 2008 - 2015 có sự đầu tư khá lớn vào tài sản cố định.
Giá trị trung bình của dịng tiền hoạt động (biến CFi,t) là 1.013 cho thấy dòng tiền tạo ra lớn hơn giá trị thuần của tài sản cố định và các cơng ty có thể sử dụng dịng tiền này để chi trả cổ tức hoặc giữ lại để tái đầu tư. Dịng tiền càng lớn thì khả năng tạo ra tiền từ các hoạt động sản xuất kinh doanh chính của cơng ty càng cao.
Giá trị trung bình của biến Salesi,t là 12.644 với độ lệch chuẩn 33.925 cho thấy doanh thu của các cơng ty trong mẫu nghiên cứu có sự chênh lệch rất lớn và giá trị này cho biết 1 đồng tài sản cố định tạo ra 12.644 đồng doanh thu thuần.
Bảng 4.1. Bảng thống kê mô tả các biến trong mơ hình với tồn bộ mẫu
Biến | Số quan sát Mean Độ lệch chuẩn Min Max
Investmenti,t 2552 1.3672 5.1805 -2.104 163.49 Debti,t-1 2552 0.2520 0.2418 0 3.8453 Sdebti,t-1 2552 0.1712 0.2023 0 3.5186 Ldebti,t-1 2552 0.0807 0.1324 0 0.8304 Qi,t-1 2552 1.1852 3.343 0.074 114.62 Growthi,t 2552 0.2102 0.9506 -0.834 20.096 Directori,t 2552 0.3805 0.4856 0 1 Indepeni,t 2552 0.0114 0.106 0 1 CEOagei,t 2552 3.8946 0.1532 3.1781 4.2905 CEOtenurei,t 2552 2.1783 0.8747 1 4.1781 CEOsharei,t 2552 0.0358 0.0745 0 0.5692 CFi,t 2552 1.0129 13.765 -154.7 656.97 Salesi,t-1 2552 12.644 33.925 0.0039 686.27 ROAi,t 2552 0.0666 0.087 -0.658 0.8102 Sizei,t 2552 26.866 1.3915 20.212 31.906 DMi,t-1 2552 0.2454 0.3131 0 1 Liqi,t 2552 2.5714 7.3149 0.0708 229.78
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 12.0)
Trong tồn mẫu nghiên cứu, có 27% cơng ty thuộc Nhóm 1 (tỷ lệ sở hữu Nhà nước >50%) và 73% cơng ty thuộc Nhóm 2 (tỷ lệ sở hữu Nhà nước từ 0-50%). Vì vậy, tác giả có thể so sánh sự khác biệt về các giá trị thống kê mơ tả giữa 2 nhóm công ty này thông qua Bảng 4.2 và Bảng 4.3.
Trong mẫu các cơng ty Nhóm 1, giá trị trung bình của tỷ lệ nợ vay ngân hàng là 25.02%, thấp hơn so với cơng ty thuộc Nhóm 2 (25.27%). Giá trị trung bình của tỷ lệ vay ngắn hạn của các cơng ty Nhóm 1 là là 13.35% thấp hơn so với các cơng ty Nhóm 2 (18.51%). Trong khi đó giá trị trung bình của tỷ lệ nợ vay dài hạn của các công ty Nhóm 1 là là 11.66%, cao hơn hẳn so với các cơng ty thuộc Nhóm 2 (6.74%). Điều này cho thấy, các cơng ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao tại Việt Nam tiếp cận được
có sở hữu Nhà nước. Các kết quả trên cũng cho thấy, với đặc điểm về mức độ sở hữu Nhà nước khác nhau, vay ngắn hạn vẫn phổ biến hơn vay dài hạn tại Việt Nam. Hơn nữa, các cơng ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước càng ít thì càng phụ thuộc nhiều hơn vào khoản vay ngắn hạn và phụ thuộc ít hơn vào khoản vay dài hạn so với các cơng ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao. Mặt khác, giá trị trung bình của Tobin’s Q (biến Qi,t-1) với các cơng ty thuộc Nhóm 1 là 1.058 thấp hơn so với cơng ty thuộc Nhóm 2 (1.232), nhưng cả 2 giá trị này đều lớn hơn 1, cho thấy thị trường vẫn có nhiều kỳ vọng vào cơ hội tăng trưởng của các công ty Việt Nam và sự kỳ vọng này đối với nhóm cơng ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao ít hơn ở nhóm cơng ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp hoặc khơng có sở hữu Nhà nước.
Bảng 4.2. Bảng thống kê mô tả các biến với các cơng ty Nhóm 1
Biến Số quan sát Mean Độ lệch chuẩn Min Max
Investmenti,t 688 1.0766 0.8344 -2.104 12.084 Debti,t-1 688 0.2502 0.2114 0 0.9078 Sdebti,t-1 688 0.1335 0.128 0 0.6353 Ldebti,t-1 688 0.1166 0.1716 0 0.8304 Qi,t-1 688 1.0578 0.5004 0.0919 3.94 Growthi,t 688 0.1291 0.2592 -0.834 1.5141 Directori,t 688 0.2907 0.4544 0 1 Indepeni,t 688 0.016 0.1255 0 1 CEOagei,t 688 3.8905 0.1378 3.4658 4.1431 CEOtenurei,t 688 2.062 0.8224 1 3.7726 CFi,t 688 0.6213 0.8345 -3.6330 7.6786 CEOsharei,t 688 0.0256 0.0622 0 0.5085 Salesi,t-1 688 10.452 21.01 0.0577 222.35 Sizei,t 688 27.068 1.3769 23.026 30.906 ROAi,t 688 0.0732 0.0824 -0.6578 0.501 DMi,t-1 688 0.321 0.3496 0 1 Liqi,t 688 2.4692 6.5209 0.0708 117.17
Bảng 4.3. Bảng thống kê mô tả các biến với các cơng ty Nhóm 2
Biến Số quan sát Mean Độ lệch chuẩn Min Max
Investmenti,t 1864 1.4744 6.0373 -0.583 163.49 Debti,t-1 1864 0.2527 0.2521 0 3.8453 Sdebti,t-1 1864 0.1851 0.2219 0 3.5186 Ldebti,t-1 1864 0.0674 0.1118 0 0.6395 Qi,t-1 1864 1.2323 3.899 0.074 114.62 Growthi,t 1864 0.2401 1.0996 -0.752 20.096 Directori,t 1864 0.4136 0.4926 0 1 Indepeni,t 1864 0.0097 0.0978 0 1 CEOagei,t 1864 3.8961 0.1586 3.1781 4.2905 CEOtenurei,t 1864 2.2212 0.8896 1 4.1781 CEOsharei,t 1864 0.0396 0.0782 0 0.5692 CFi,t 1864 1.1575 16.096 -154.706 656.97 Salesi,t-1 1864 13.453 37.56 0.0039 686.27 ROAi,t 1864 0.0641 0.0885 -0.646 0.8102 Sizei,t 1864 26.791 1.3899 20.212 31.906 DMi,t-1 1864 0.2175 0.2938 0 1 Liqi,t 1864 2.6092 7.5883 0.1435 229.78
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 12.0)
4.2. Phân tích sự tương quan giữa các biến trong mơ hình
Bảng 4.4 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa các biến sử dụng trong mơ hình. Mối tương quan giữa tỷ lệ nợ vay ngân hàng, nợ ngắn hạn ngân hàng, nợ dài hạn ngân hàng với đầu tư của công ty là tương quan âm cho thấy bằng chứng ban đầu hỗ trợ các giả thuyết 1a, giả thuyết 2a và giả thuyết 3a mà tác giả đưa ra. Mối tương quan giữa biến Investmenti,t với các biến kiểm soát ROAi,t (tỷ suất sinh lợi trên tài sản), Sizei,t (quy mô công ty), CEOagei,t (tuổi CEO), CEOtenurei,t (nhiệm kỳ của CEO) là tương quan âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Các biến còn lại như Tobin’s Q, tốc độ tăng trưởng doanh thu trung bình (Growthi,t), dòng tiền (CFi,t), tỷ lệ doanh thu trên tài sản cố định (Salesi,t-1), tỷ lệ thanh khoản (Liqi,t) đều có tương quan dương với
đầu tư của công ty, điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây và kỳ vọng nghiên cứu của tác giả.
Biến doanh thu (Salesi,t-1) có tương quan dương và chặt chẽ với quyết định đầu tư (biến Invetmenti,t) cho thấy doanh thu cao ở hiện tại là một tín hiệu tích cực từ thị trường và khuyến khích các cơng ty mở rộng quy mơ sản xuất, tăng năng suất bằng cách tăng mức đầu tư để phát triển hoạt động sản xuất kinh doanh.
Biến dòng tiền (CFi,t) và biến Invetmenti,t có tương quan dương với hệ số tương quan là 0.025, cho thấy các cơng ty có dịng tiền càng cao thì khả năng đầu tư vào các dự án mới nhiều hơn và ngược lại. Ngồi ra, biến dịng tiền (CFi,t) cịn có tương quan âm với biến Debti,t-1, Ldebti,t-1 cho thấy rằng, dịng tiền của cơng ty sẽ giảm nếu lần lượt nợ vay ngân hàng và nợ dài hạn ngân hàng tăng và ngược lại.
Trong khi nhiều hệ số tương quan giữa các biến giải thích là khá nhỏ, nhưng hệ số tương quan giữa biến Invesmenti,t và chỉ số Tobin’Q lại khá cao (0.144) và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này chứng tỏ sai số đo lường do Tobin’s Q gây ra có thể gây ra ước lượng chệch cho biến Investment trong hồi quy OLS như theo Erickson và Whited (2000); Riddick và Whited (2009). Biến Qi,t-1 là biến không chỉ thể hiện các cơ hội đầu tư tương lai mà còn là hiệu quả hoạt động về mặt thị trường như trong rất nhiều nghiên cứu trước đó. Chính vì thế Qi,t-1 có tác động tới hầu hết các biến trong mơ hình. Đặc biệt, hệ số tương quan giữa 2 biến đại diện cho cơ hội tăng trưởng là Tobin’s Q (Qi,t-1) và tăng trưởng doanh thu trung bình (Growthi,t) khá nhỏ là 0.071 cho thấy 2 biến này chưa hẳn thay thế tốt cho nhau mặc dù tương quan trong bảng 4.4 mới chỉ mang tính mơ tả. Tuy nhiên, cùng với mục tiêu nghiên cứu của đề tài, tác giả sẽ tiến hành kiểm định biến nào là đại diện tốt hơn cho cơ hội tăng trưởng của công ty trong tương lai ở những mục sau của chương.
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu
Investmenti,t Debti,-1 Sdebtt-1 Ldebt t-1 Dmi,t-1 Nature Dmi,t-1 Growth Director Indepen CEOage CEOtenure CEOshare CFi,t Sales t-1 ROAi,t Sizei,t Liq
Investmenti,t 1 Debti,-1 -0.0392 1 Sdebti,t-1 -0.026 0.3369 1 Ldebti,t-1 -0.0317 0.3487 0.0017 1 Dmi,t-1 -0.0296 0.2486 -0.1975 0.3563 1 Naturei,t -0.0341 -0.0047 -0.1133 0.165 0.1467 1 Qi,t-1 0.1437 0.0252 0.0448 -0.0222 -0.025 -0.0232 1 Growthi,t 0.0486 -0.0121 -0.0206 0.0092 0.0149 -0.0518 0.0711 1 Directori,t -0.0347 -0.0297 0.023 -0.0902 -0.0555 -0.1124 -0.0215 -0.0267 1 Indepeni,t -0.0031 -0.0159 -0.0363 0.0264 0.0276 0.0265 0.0066 0.1091 -0.0764 1 CEOagei,t -0.012 -0.0128 -0.0081 -0.0124 -0.0268 -0.016 -0.0093 -0.1131 0.1729 -0.0479 1 CEOtenure -0.0518 -0.0434 0.0212 -0.1125 -0.1048 -0.0808 -0.0584 -0.0621 0.2542 -0.0806 0.3413 1 CEOsharei,t -0.0083 0.1724 0.2342 -0.0477 -0.0874 -0.0834 0.002 -0.0287 0.2611 -0.0127 0.0498 0.1425 1 CFi,t 0.0255 -0.0118 0.0068 -0.0318 -0.0305 -0.0173 0.0015 0.4033 -0.0115 0.0036 0.0148 0.0198 -0.0048 1 Salesi,t-1 0.5269 -0.1032 -0.0137 -0.1671 -0.1826 -0.0393 0.0752 0.071 -0.0021 -0.0009 -0.0081 0.0213 -0.0191 0.2059 1 ROAi,t -0.0226 -0.2567 -0.2093 -0.148 -0.02 0.0469 0.0375 0.0894 0.0461 0.0198 0.0544 0.0236 -0.0517 0.2002 0.0479 1 Sizei,t -0.0272 0.3173 0.1423 0.3636 0.2875 0.0881 -0.086 -0.0367 -0.0858 -0.01 0.0012 0.039 -0.0844 -0.005 -0.1072 -0.0107 1
4.3. Kiểm định các khuyết tật của mơ hình 4.3.1 Hiện tượng đa cộng tuyến 4.3.1 Hiện tượng đa cộng tuyến
Từ kết quả ma trận tương quan cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình khơng q cao. Tương quan cao nhất là giữa biến Investmenti,t và biến Sales t-1 với hệ số tương quan là 0.5269 nhỏ hơn 0.8 có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và dựa vào kết quả kiểm định nhân tố phóng đại phương sai (VIF) được trình bày trong bảng 4.5 cho thấy khơng có giá trị nào lớn hơn 10. Kết quả này cho thấy mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Khi mơ hình bị hiện tượng đa cộng tuyến thì việc ước lượng các hệ số không đạt hiệu quả do phương sai của ước lượng lớn, khoảng tin cậy của ước lượng rộng, các ước lượng OLS và sai số chuẩn trở nên rất nhạy với những thay đổi nhỏ của dữ liệu, dấu các ước lượng của hệ số hồi quy có thể sai.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích VIF
Tên biến VIF 1/VIF
CFi,t 1.30 0.77024 Debti,t-1 1.29 0.77275 Growthi,t 1.24 0.80415 CEOtenurei,t 1.22 0.82297 Sizei,t 1.18 0.84543 CEOagei,t 1.17 0.85560 Liqi,t 1.17 0.85715 Directori,t 1.16 0.86262 Qi,t-1 1.16 0.86453 CEOsharei,t 1.15 0.87260 ROAi,t 1.13 0.88187 Salesi,t-1 1.07 0.931368 Indepeni,t 1.02 0.976469
Giá trị trung bình của VIF 1.17
4.3.2. Hiện tượng phương sai thay đổi
Để kiểm định mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi khơng, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan:
Giả định H0: phương sai sai số của mơ hình khơng thay đổi H1: phương sai sai số của mơ hình thay đổi
Tác giả dùng chỉ số p-value để so sánh với mức ý nghĩa 5%, nếu p-value của 2 nhỏ hơn 0.05 thì bác bỏ giả thuyết H0 phương sai sai số không thay đổi, chấp nhận H1 phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Breusch-Pagan
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Chi 2 (1) 154845.29
Prob > chi2 0.0000
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Kết quả kiểm định thấy rằng giá trị p-value = 0.0000 của Chi bình phương(2)nhỏ hơn 0.05 nên đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 tức là mơ hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
4.3.3. Hiện tượng tự tương quan
Để kiểm định mơ hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan không, tác giả sử dụng kiểm định BG (Breusch-Godfrey).
Giả định: H0: mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan H1: mơ hình xảy ra hiện tượng tự tương quan
So sánh với mức ý nghĩa 5%, nếu giá trị của nR2 có giá trị p-value nhỏ hơn 0.05 thì bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức mơ hình xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 598.50 Prob. F(1,2539) 0.000
Obs*R-squared 486.81 Prob. Chi-Square(1) 0.000
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm EVIEWS)
Theo kết quả kiểm định tác giả thấy giá trị p-value của nR2 > 0.05. Do đó, tác giả đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là mơ hình trên xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc 1.
4.4. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
4.4.1. Phân tích kết quả hồi quy OLS cho mơ hình (1) và mơ hình (2)
Theo kết quả phân tích hồi quy theo phương pháp OLS với Tobin’s Q đại diện cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai của công ty thể hiện trong bảng 4.8. Có sáu trong bảy hồi quy ở các cột (1), cột (2), cột (3), cột (4), cột (6) và cột ( 7) của bảng 4.8 cho thấy các hệ số hồi quy giữa biến nợ ngân hàng (Debti,t-1) và đầu tư (Investmenti,t) mang dấu âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ riêng kết quả ở cột (5) của bảng 4.8 thể hiện mối tương quan âm giữa nợ ngân hàng và đầu tư ở nhóm cơng ty có tỷ lệ sở hữu cao là có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này là phù hợp với nghiên cứu trước đây của Ahn và cộng sự (2006); Aivazian và cộng sự (2005); Firth và cộng sự (2008); Jiang và Zeng (2014); Phan Thị Bích Nguyệt và cộng sự (2014), đồng thời hỗ trợ giả thuyết 1a mà tác giả đưa ra. Để đánh giá mối tương quan âm giữa nợ vay ngân hàng và đầu tư của công ty là thể hiện vấn đề đầu tư quá mức hay đầu tư dưới mức, tác giả xét thêm hệ số tương quan của biến tương tác Debti,t-1 × DQi,t-1 ở cột 2 (toàn mẫu), cột 5 (các cơng ty Nhóm 1) và cột 7 (các cơng ty Nhóm 2) của Bảng 4.8. Kết quả cho thấy chỉ có hệ số tương quan của biến tương tác ở cột (5) của bảng 4.8