Địn bẩy tài chính =(tổng nợ/tổng tài sản)
Địn bẩy tài chính =(nợ dài hạn/tổng tài sản)
Chi2(219) 3.000 31.000
Prob> Chi2 0.000 0.000
Dựa vào kết quả trên, ta thấy các kiểm định có ý nghĩa thống kê lớn, do đó có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Để xử lý vấn đề này, ta sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát (GLS).
4.3.2. Kết quả hồi quy theo công thức 2
Nhƣ các kết quả đƣợc trình bày ở trên, địn bẩy tài chính có tác động nghịch biến đến quyết định đầu tƣ của doanh nghiệp. Myers (1977) cho rằng đòn bẩy tài chính có tác động nghịch biến tới đầu tƣ là do vấn đề đại diện giữa cổ đông và trái chủ. Nếu các nhà quản lý làm việc cho cổ đơng, họ có thể tạo nên các dự án có NPV dƣơng bởi nợ tăng thêm quá mức. Nghiên cứu của Jensen (1986), Stulz (1990) và Grossman and Hart (1982) cũng cho rằng địn bẩy tài chính và đầu tƣ có quan hệ nghịch biến, nhƣng lập luận của họ dựa trên các mâu thuẫn giữa các nhà quản lý và các cổ đông. Họ cho rằng các cơng ty có dịng tiền tự do nhƣng cơ hội tăng trƣởng thấp (hoặc khơng có) có thể đầu tƣ (đầu tƣ quá mức) trong đó ngƣời quản lý có thể chấp nhận các dự án có NPV âm. Những nghiên cứu này đề xuất một mối quan hệ nghịch biến giữa đòn bẩy tài chính và đầu tƣ nhƣng chỉ
cho các cơng ty khơng có hoặc rất ít cơ hội tăng trƣởng. Các nghiên cứu trên đều cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa đầu tƣ và địn bẩy tài chính, tuy nhiên, mối tƣơng quan này lại khác nhau giữa những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng khác nhau. Do vậy, để kiểm tra sự khác biệt trong vai trị của địn bẩy tài chính trong các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và các cơng ty có cơ hộ tăng trƣởng thấp, bài nghiên cứu sẽ phân chia mẫu dựa trên chỉ số Tobin’Q và tiến hành hồi quy theo phƣơng trình dƣới đây:
Ii,t/Ki,t-1 = α + λt + β(CFi,t/Ki,t-1) + δQi,t-1 + ηLEVi,t-1+ Di,t-1 × LEVi,t-1 + φ(SALEi,t-1/Ki,t-1) + μi + εi,t
Trong đó, D là biến giả, D=1 khi chỉ số Tobin’s Q>1 và ngƣợc lai thì D=0.
Theo nghiên cứu của Varouj A. Aivazian et al. (2005), ở Canada, các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp chịu tác động nghịch biến giữa địn bẩy tài chính và đầu tƣ lớn hơn so với các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Để kiểm định tác động nghịch biến này có khác nhau giữa các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và tăng trƣởng thấp ở Việt Nam hay không? Tác giả tiến hành phân chia mẫu giống Varouj A. Aivazian et al. (2005), các cơng ty có Q>1 sẽ đƣợc xếp vào nhóm các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và nhận biến giả D bằng 1, ngƣợc lại là các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp và nhận biến giả D=0. Tƣơng tự nhƣ hồi quy phƣơng trình 1, kết quả đƣợc trình bày trong bảng 4.12 dƣới đây:
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy theo công thức 2
Leverage = (Total liabilities/Total asset) Leverage = (Long term debt/Total asset)
Pooled OLS Fixed effect Random effect Pooled OLS Fixed effect Random effect
C 0.101 0.452*** 0.127* 0.103** 0.175** 0.110** (1.56) (3.27) (1.89) (2.07) (2.44) (2.19) Lev 0.020 -1.217*** -0.072 -0.172 -3.504*** -0.403 (0.12) (-4.17) (-0.44) (-0.42) (-6.30) (-1.01) D*Lev -0.005 0.100 0.019 0.350 1.029** 0.478 (0.96) (0.70) (0.15) (0.85) (2.20) (1.20) Cash Flow 0.122*** 0.093* 0.118*** 0.125*** 0.109** 0.127*** (2.99) (1.77) (2.91) (3.31) (2.15) (0.83) Tobin’s Q 0.035 0.067* 0.033 0.027 0.054 0.023 (1.18) (1.74) (1.10) (0.95) (1.49) (0.83) Sale 0.010*** 0.036*** 0.012 0.011*** 0.032*** 0.012*** (3.86) (8.26) (4.66) (4.12) (7.60) (4.69) R-squared 0.047723 0.327976 0.052784 0.049180 0.356291 0.052784 Adjusted R-squared 0.043350 0.155919 0.048435 0.044814 0.191483 0.048435 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
Hausman Test Chi2 = 76.795719
Prob = 0.000000
Chi2 = 120.208960 Prob = 0.000000
Durbin-Watson stat 1.769497 2.086917 1.821133 1.77505 2.114436 1.821133
Observations 1095 1095 1095 1095 1095 1095
Bảng này cung cấp kết quả thực nghiệm về tác động của địn bấy đến đầu tư của các cơng ty có cơ hội tăng trưởng cao và tăng trưởng thấp. Thống kê t trong dấu ngoặc đơn và dưới hệ số ước lượng. Kiểm định Hausman để thử nghiệm mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM. D là một biến giả, D=1 nếu q>1 và ngược lại.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10 % ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Kết quả hồi quy đƣợc trình bày nhƣ bảng 4.12. Tác động của các biến độc lập đến đầu tƣ của các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp cũng giống nhƣ toàn mẫu.
Thứ nhất, hệ số ƣớc lƣợng của (D*LEV) bằng 1.029 đối với phƣơng pháp tính địn bẩy tài chính theo nợ dài hạn chia cho tổng tài sản, đối với phƣơng pháp tính địn bẩy tài chínhbẳng tổng nợ trên tổng tài sản thì hệ số khơng có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi quy của LEV nhận giá trị tƣơng ứng là -1.217 và -3.504. Kết quả cho thấy địn bẩy tài chính có tác động nghịch biến mạnh mẽ hơn ở các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp so với các công ty tăng trƣởng cao. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Varouj A. Aivazian et al. (2005) và Mohun Prasadising Odit, Hemant B. Chittoo (2008). Theo các nghiên cứu trƣớc đây, các doanh nghiệp có cơ hội tăng trƣởng cao thì địn bẩy tài chính ít tác động đến cơ hội đầu tƣ của cơng ty, vì các cơng ty này có thể thu hút đƣợc nguồn vốn từ thị trƣờng một cách dễ dàng và khơng phụ thuộc vào địn bẩy tài chính để đƣa ra quyết định đầu tƣ, họ có nguồn khác cho các cơ hội đầu tƣ nhƣ lợi nhuận giữa lại, phát hành cổ phần thƣờng, đồng thời họ có thể dễ dàng tái cấu trúc vốn và thay đổi cấu trúc thị trƣờng vốn. Do đó, những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao thì địn bẩy tài chính ít có khả năng cản trở đầu tƣ. Cịn ngƣợc lại đối với những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp, địn bẩy tài chính có thể cản trở đầu tƣ, bởi vì những cơng ty này khó có thể thay đổi cấu trúc vốn khỉ triển vọng tăng trƣởng thấp.
Thứ hai, dịng tiền có tác động cùng chiều đến quyết định đầu tƣ với mức ý nghĩa 10%. Nếu cơng ty có đủ dịng tiền nội bộ, họ có thể tận dụng cơ hội đầu tƣ. Khi cơng ty có dòng tiền nội bộ càng nhiều thì họ khơng phải phụ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngồi, do đó họ càng có cơ hội đầu tƣ nhiều và đầu tƣ vào các dự án tốt.
Thứ ba, chỉ số Tobin’Q đại diện cho cơ hội tăng trƣởng cũng có tác động thuận chiều với đầu tƣ ở mức ý nghĩa 10%. Khi các cơng ty nhận thấy có cơ hội tăng trƣởng trong tƣơng lai thì họ sẽ đầu tƣ càng nhiều.
Cuối cùng, biến doanh thu có tác động cùng chiều với quyết định đầu tƣ của doanh nghiệp với mức ý nghĩa thống kê 1%. Hệ số hồi quy lần lƣợt là 0.036 và 0.032. Các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao thì sử dụng hiệu quả tài sản cố định và phản ánh trong việc làm tăng doanh thu của công ty, từ đó giúp cơng tự tin khi mở rộng đầu tƣ. Đối với các công ty tăng trƣởng thấp, họ chỉ đầu tƣ thêm vào tài sản cố định một cách hiệu quả và giúp tăng doanh thu công ty họ.
4.3.3. Kết quả hồi quy biến công cụ
Sử dụng mơ hình Fixed Effect hoặc Random effect sẽ giải quyết đƣợc vấn đề nội sinh do thiếu biến. Tuy nhiên, phƣơng pháp này lại không giải quyết đƣợc vấn đề nội sinh do tƣơng tác qua lại giữa địn bẩy tài chính và cơ hội đầu tƣ. Có thể xảy ra khả năng là các nhà quản lý dự báo đƣợc cơ hội tăng trƣởng trong tƣơng lai và do đó họ quyết định cắt giảm địn bẩy tài chính. Điều này dẫn đến mối tƣơng quan âm giữa địn bẩy tài chính và đầu tƣ nhƣ các kết quả nghiên cứu thực nghiệm. Để giải quyết vấn đề này, theo nghiên cứu của Varouj A. Aivazian et al. (2005), tác giả sử dụng phƣơng pháp hồi quy biến công cụ kết hợp với 3 mơ hình Pooled OLS, Fixed effect, Random effect nhằm đƣa ra kết quả đáng tin cậy hơn.
Theo lý thuyết, để chọn một biến cơng cụ tốt thì biến đó có tƣơng quan biến bị nội sinh nhƣng lại khơng có tƣơng quan hoặc tƣơng quan ít với biến phụ thuộc. Dựa trên những nghiên cứu trƣớc đây, bài nghiên cứu chọn biến công cụ là tỷ lệ giá trị tài sản hữu hình trên tổng tài sản. Sử dụng tài sản hữu hình nhƣ là một biến cơng cụ đƣợc biện mình trên cơ sở lập luận sau đây: thứ nhất, chi phí phá sản là một yếu tố quyết định quan trọng của mức độ địn bẩy tài chính của
cơng ty và tài sản hữu hình có xu hƣớng giảm chi phí phá sản và gia tăng việc sử dụng địn bẩy tài chính. Khi cơng ty có khả năng rơi vào tình trạng phá sản thì họ có thể thanh lý tài sản hữu hình cịn lại của cơng ty, lấy phần lời thu đƣợc chi trả cho chi phí phá sản, do đó tài sản hữu hình làm giảm chi phí phá sản. Khơng những thế khi cơng ty có tài sản hữu hình thì họ có thể tạo niềm tin cho các trái chủ, nên họ có thể dễ dàng vay nợ hơn, vì vậy làm tăng địn bẩy tài chính. Do đó, các tài sản hữu hình phải đƣợc liên quan chặt chẽ với địn bẩy tài chínhcủa cơng ty. Thứ hai, tài sản hữu hình là khơng có liên quan cao với cơ hội đầu tƣ của công ty. Theo tác giả, tài sản hữu hình đƣợc đo lƣờng bằng giá trị của tài sản, nhà máy, và thiết bị, cộng với giá trị của hàng tồn kho chia cho tổng tài sản. Mối tƣơng quan giữa địn bẩy tài chính và tài sản hữu hình là 0,261, trong khi tƣơng quan giữa đầu tƣ và tài sản hữu hình chỉ -0.0897, cho thấy tài sản hữu hình là một biến cơng cụ thích hợp (Bảng 4.13). Sau đó, tác giả tiến hành hồi quy theo biến cơng cụ IV dựa vào phƣơng trình đầu tƣ (2).
Bảng 4.13: Kiểm tra sự phù hợp của biến công cụ
INV LEV1 IV
INV 1.000000
LEV1 -0.007784 1.000000
IV -0.089701 0.261223 1.000000
Bảng 4.14 trình bày kết quả hồi quy bằng phƣơng pháp tiếp cận biến công cụ. Kết quả cho thấy quan hệ nghịch biến giữa đòn bẩy tài chính và đầu tƣ với mức ý nghĩa 10%. Kết quả này là phù hợp với kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu với phƣơng pháp không sử dụng biến công cụ. Do đó, vấn đề nội sinh khơng gây ra sự khác biệt, hay giải thích sâu hơn về mối quan hệ giữa địn bẩy tài chính và đầu tƣ.
Bảng 4.14: Tổng hợp kết quả ƣớc lƣợng bằng phƣơng pháp biến công cụ Leverage = (Total liabilities/Total asset) Leverage = (Total liabilities/Total asset)
Pooled OLS Fixed effect Random effect
C 0.182*** 0.007 0.169** (2.85) (0.07) (2.56) IV -0.164* -0.222 -0.167* (0.15) (-1.19) (-1.67) Cash Flow 0.106*** 0.097* 0.106*** (2.79) (1.82) (2.75) Tobin’s Q 0.039 0.054 0.039 (1.46) (1.49) (1.48) Sale 0.010*** 0.035*** 0.012*** (4.02) (8.24) (4.57) R-squared 0.050255 0.309496 0.053647 Adjusted R-squared 0.046769 0.133703 0.050174 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000 Durbin-Watson stat 1.771851 2.092701 1.827136 Observations 1095 1095 1095
Ghi chú: Bảng 4.14 trình bày kết quả hồi quy tác động của địn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư của các công ty phi tài chính Việt Nam sử dụng phương pháp tiếp cận biến cơng cụ. Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy. Biến cồng cụ của địn bẩy tài chính là tài sản hữu hình chia cho tổng tài sản. Tài sản hữu hình được đo lường bằng tổng của tài sản hữu hình và hàng tồn kho.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
4.4. Kiểm định tính vững của kết quả
Trong phần này, tác giả tiến hành kiểm định tính vững của các ƣớc lƣợng để thấy đƣợc kết quả của bài nghiên cứu là mạnh mẽ đối với các mơ hình khác và cách đo lƣờng biến khác nhau. Để kiểm định tính vững của các ƣớc lƣợng, đầu tiên tác giả kiểm sốt ngành cơng nghiệp cho các tác động và sau đó hạn chế việc phân tích cho các cơng ty sản xuất.
Có thể có khác biệt đáng kể trong hành vi đầu tƣ trong các ngành công nghiệp khác nhau và đó là điều quan trọng để kiểm sốt các ảnh hƣởng cơng nghiệp. Trong bảng trên, ảnh hƣởng ngành công nghiệp đã đƣợc gộp dƣới tác động của công ty cá nhân. Để kiểm tra tính vững của các kết quả trƣớc đó, tác giả sử dụng trung bình ngành cơng nghiệp để điều chỉnh các biến trong phƣơng trình đầu tƣ. Mỗi biến đƣợc điều chỉnh bằng cách khấu trừ trung bình ngành của cơng ty đó, điều này cho phép chúng ta kiểm sốt ngành cơng nghiệp khơng đồng nhất về quy mơ trung bình. Bảng 4.15 trình bày kết quả hồi quy của phƣơng trình đầu tƣ bằng cách sử dụng các biến điều chỉnh theo ngành công nghiệp trung bình.
Kết quả hồi quy của bảng 4.15 cũng tƣơng tự nhƣ những kết quả trƣớc đó. Đối với phƣơng pháp địn bẩy tài chính thứ nhất (Tổng nợ/Tổng tài sản), địn bẩy tài chính có tác động nghịch chiều đến quyết định đầu tƣ với mức ý nghĩa 1%, hệ số hồi quy bằng -0.939. Khi địn bẩy tài chính tăng thêm 1 đơn vị sẽ làm đầu tƣ giảm trung bình 0.939 đơn vi. Đối với phƣơng pháp địn bẩy tài chính thứ hai, địn bẩy tài chính cũng tác động ngƣợc chiều lên đầu tƣ, hệ số ƣớc lƣợng bằng - 2.387, mức ý nghĩa 1%. Nhìn chung, các hệ số ƣớc tính thấp hơn một chút so với những kết quả trong trƣờng hợp không điều chỉnh ngành nhƣng mối tƣơng quan và mức độ quan trọng của các hệ số không thay đổi. Một lần nữa, bài nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ tiêu cực giữa địn bẩy tài chính và đầu tƣ.
Bảng 4.15: Tổng hợp kết quả ƣớc lƣợng sử dụng biến công nghiệp điều chỉnh
Leverage = (Total liabilities/Total asset) Leverage = (Long term debt/Total asset)
Pooled OLS Fixed effect Random effect Pooled OLS Fixed effect Random effect
C 0.09** 0.006*** 0.003 -0.002 0.003 -0.001 (2.22) (2.67) (0.119) (-0.11) (1.51) (-0.05) Lev -0.017 -0.939*** -0.045 0.125 -2.387*** 0.029 (0.82) (-3.67) (-0.57) (0.85) (-6.93) (0.19) Cash Flow 0.09** 0.003 0.081** 0.098** 0.034 0.089** (2.22) (0.56) (1.98) (2.52) (0.62) (2.28) Tobin’s Q 0.016 0.017 0.016 0.01 0.002 0.011 (0.548) (0.37) (0.53) (0.34) (0.05) (0.36) Sale 0.012*** 0.039*** 0.015*** 0.012*** 0.036*** 0.015*** (4.76) (8.91) (5.53) (4.89) (8.38) (5.58) R-squared 0.06132 0.322876 0.050668 0.046716 0.348328 0.050705 Adjusted R-squared 0.042632 0.150489 0.047185 0.0043218 0.182420 0.047222 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.00000 Hausman Test Chi2 = 68.435486
Prob = 0.000000
Chi2 = 109.872471 Prob = 0.000000
Durbin-Watson stat 1.749735 2.091134 1.739014 1.753730 2.110979 1.819419
Observations 1095 1095 1095 1095 1095 1095
Ghi chú: Bảng 4.15 trình bày kết quả hồi quy tác động của địn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư của các cơng ty phi tài chính Việt Nam sử dụng biến cơng nghiệp điều chỉnh. Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số hồi quy. Kiểm định Hausman được sử dụng để kiểm định mơ hình Fixed effect phù hơp hơn mơ hình Random effect.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Bài nghiên cứu cũng hồi quy bằng cách hạn chế mẫu cho các công ty sản xuất công nghiệp. Lý do của việc sử dụng các công ty sản xuất là hành vi đầu tƣ của các doanh nghiệp ít có khả năng bị ảnh hƣởng bởi quy định và bản chất hoạt động. Kết quả ƣớc lƣợng giới hạn mẫu này đƣợc trình bày trong bảng 4.16.
Địn bẩy tài chính có tác động nghịch biến đến quyết định đầu tƣ của công ty trong cả hai phƣơng pháp của địn bẩy tài chính. Hệ số ƣớc lƣợng tƣơng ứng của hai phƣơng pháp bằng -1.168 và -2.635, mức ý nghĩa 1 %. Các kết quả của mẫu đầy đủ và mẫu giới hạn tƣơng tự nhau, các hệ số ƣớc lƣợng không thay đổi đáng kể.
Qua các kết quả hồi quy theo biến điều chỉnh ngành của toàn bộ mẫu và giới hạn cho các công ty sản xuất, ta càng khẳng định tác động tiêu cực của đòn