CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5.2 Kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và năng suất bằng
mơ hình mở rộng.
Trong phương trình (2) tác giả thêm biến tương tác vào mô
hình cơ bản. Qua đó tác giả muốn tìm hiểu thêm liệu các cơng ty có cổ phiếu được sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngồi thì tăng trưởng năng suất có được cải thiện khi có cú sốc TGHĐ xảy ra hay không?
Cột thứ hai của bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng phương trình (2), khi tăng thêm biến (Ϭt-1 x Foreigni,t-1) mơ hình đầu tiên vào phương trình (1). Và kết quả ước lượng mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc tương tự như phương trình (1). Bên cạnh đó kết quả cũng cho thấy dưới tác động của biến động TGHĐ thì cơng ty có sở hữu nước ngồi có tăng trưởng năng suất thấp hơn các công ty nội địa. Hệ số ϕ = -0.00723 có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy đồng thời biến động tỷ giá và sở hữu nước ngồi tăng 1 đơn vị thì cơng ty có sở hữu nước ngồi có tăng trưởng năng suất giảm 0.00723 đơn vị. Điều này cho thấy mặc dù cơng ty có sở hữu nước ngồi thì có tác động tích cực đến tăng trưởng năng suất tuy nhiên khi có biến động tỷ giá hối đối thì tăng trưởng năng suất bị giảm.
Trong mơ hình (3), tác giả thêm biến Leverage (hệ số nợ) và biến tương tác (Ϭt-1 x Leveragei,t-1. Sự tương tác giữa Leverage và biến động tỷ giá hối đoái cho phép luận
văn xác định các cơng ty có sử dụng nợ ở các mức khác nhau khi có xảy ra biến động tỷ giá hối đối thì tăng trưởng năng suất có bị ảnh hưởng?
Cột thứ ba và thứ tư của bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng phương trình (3), khi thêm vào mơ hình biến hệ số nợ (Leverage), tổng hợp biến động TGHĐ lên hệ số
nợ. Với Kết quả hồi quy cột thứ ba, hệ số biến Leverage = - 0.277 và khơng có ý nghĩa thống kê, tác giả khơng tìm thấy sự khác biệt tăng trưởng năng suất giữa các cơng ty có hệ số nợ khác nhau. Kết quả hồi quy cột thứ tư, hệ số biến Leverage = - 1.634 (mức ý nghĩa thống kê 10%) cho thấy khi công ty tăng hệ số nợ thì tăng trưởng năng suất giảm ( năng suất biên giảm dần). Sự tương tác giữa Leverage và biến động tỷ giá hối đối góp phần giảm nhẹ các tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái đến tăng trưởng năng suất (kết quả ước lượng trong bảng 4.6 cho thấy hệ số trước biến Ϭt-1 mơ hình 4 nhỏ hơn mơ hình 1). Các hệ số tương tác (ϕ = 0.0573) giữa biến động TGHĐ và vốn đầu tư của nước ngoài, hệ số tương tác (ψ = 0.0473**) giữa biến động TGHĐ và tỷ lệ nợ là tích cực, giảm thiểu tác động trực tiếp của biến động tỷ giá hối đoái đến năng suất cơng ty. Điều này được giải thích những cơng ty có sở hữu nước ngồi, những cơng ty có sử dụng nợ, thì hoạt động đầu tư và đổi mới của nó ít bị tác động hơn khi xảy ra biến động TGHĐ.
Hai cột cuối cùng của bảng 4.6 thể hiện kết quả của việc sử dụng biến giả, để kiểm soát sự hiện diện của sở hữu nước ngoài trong các công ty (ở mức 10%). Nhìn chung, kết quả ước lượng của mơ hình này tương tự như kết quả trước đó trong cột 3 và cột 4.
4.5.3 Kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đối và năng suất bằng mơ hình mở rộng, dựa trên định hƣớng xuất khẩu. mơ hình mở rộng, dựa trên định hƣớng xuất khẩu.
Cuối cùng, trong phương trình (4) tác giả chuyển sang nghiên cứu sự khác biệt về năng suất tăng trưởng dựa trên định hướng xuất khẩu của các công ty dưới những cú sốc tỷ giá. Tác giả thêm biến (σt-1 x Exports i,t-1) nhằm kiểm tra xem dưới biến động
TGHĐ thì những cơng ty có định hướng xuất khẩu liệu có tăng trưởng năng suất tốt hơn hay không?; biến (st-1 x Exports i,t-1) nhằm kiểm tra mức độ ảnh hưởng TGHĐ
thực tác động vào doanh nghiệp có xuất khẩu có góp phần tăng tăng trưởng năng suất?
Kết quả hồi quy bảng 4.7 tác giả khơng tìm thấy ý nghĩa cũng như sự khác biệt về năng suất giữa các cơng ty có định hướng xuất khẩu. Kết quả hồi quy cũng cho thấy tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái lên tăng trưởng năng suất cũng biến mất. Điều này có thể lý giải: ở các mơ hình hồi quy trước thì tác động tiêu cực của biến động TGHĐ lên tăng trưởng năng suất không mạnh mẽ, do đặc điểm của doanh nghiệp Việt Nam vừa có xuất khẩu và nhập khẩu. Tuy nhiên bài nghiên cứu này chỉ mới xem xét một chiều xuất khẩu.
Bảng 4.7: Bảng tóm tắt kết quả hồi quy phương trình(4)
Nguồn: kết quả tổng hợp từ Stata 11 trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 1456 quan sát của 178 công ty trong giai đoạn 2006 – 2013 (Phụ lục 22, 23, 24, 25)
(1) ∆Yi,t (2) ∆Yi,t (3) ∆Yi,t (4) ∆Yi,t ∆ Yi,t-1 0.000258 0.00720 0.000856 0.00700 (0.03) (0.34) (0.06) (0.31) Yi,t-1 -1.151*** -1.443*** -1.522*** -1.395*** (-3.90) (-3.37) (-5.04) (-2.93) σt-1 -0.0118 0.0192 -0.0200 0.0574 (-1.26) (0.33) (-0.85) (0.840 St-1 0.0442 0.0262 0.0745 0.121 (0.60) (0.09) (0.33) (0.34) Foreigni,t-1 -1.469 7.654 (-1.35) (0.70) σt-1 x Foreigni,t-1 0.0143 -0.261 (0.74) (-0.90) Exportsi,t-1 2.39 -0.0406 8.283 22.43 (0.189) (-0.00) (0.19) (0.34) Sizei,t-1 0.784*** 1.240 1.148** 1.317 (2.79) (1.56) (2.11) (1.54) Industryj, t-1 -1.686 -5.618 -3.382 -6.736 (-1.51) (-1.00) (0.81) (-1.01) Leveragei,t-1 3.130* 4.046 7.521*** 3.942 (1.94) (0.83) (3.06) (0.73) St-1 x Exportsi,t-1 -0.0661 0.0712 -0.147 -0.128 (-0.45) (0.11) (-0.31) (-0.17) σt-1 x Exportsi,t-1 0.0229 0.0803 0.0380 0.0802 (1.22) (0.99)_ (0.79) (0.93) σt-1 x Leverage i,t-1 -0.0904 -0.167 (-0.70) (-1.23) Foreign10i,t-1 1.386 0.769 (0.61) (0.36) σt-1 x Foreign10i,t-1 -0.0288 -0.03693 (-0.66) (-0.73) -cons 0.423 -5.482 -4.591 -17.76 (0.07) (-0.18) (-0.20) (-0.46) n 426 453 454 454 AR1 0.015 0.742 0.040 0.459 AR2 0.210 0.730 0.557 0.950 Hansen test 0.623 0.860 0.476 0.926
Ghi chú: Kết quả ước lượng GMM, (***), (**), (*) tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5%, 10%, yi,t là năng suất lao động; ∆ yi,t là tăng trưởng năng suất lao động hàng năm; σt là độ biến động TGHĐ hàng năm; st là tỷ giá hối đoái thực hàng năm; Foreigni,t là tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong tổng vốn chủ sở hữu; Exportsi,t là tỷ lệ xuất khẩu trên tổng doanh thu; Sizei,t là biến quy mô công ty; Industryj,t là chỉ số sản xuất công nghiệp từng ngành; Leveragei,t là tỷ lệ nợ trên tổng tài sản.