Đòn bẩy = tổng nợ/ tổng tài sản Đòn bẩy = nợ dài hạn / tổng tài sản
Phƣơng pháp Pooling Random Effect Fixed Effect Pooling Random Effect Fixed Effect C 0.5418*** (54.8818) 0.6378*** (5.9046) 0.9475*** (7.3061) 0.5987*** (5.0020) 0.6398*** (7.6501) 0.7525*** (7.6305) LEV1 -0.0682 (-0.8317) -0.2385 (-1.3956) -1.1823*** (-4.0946) D*LEV1 0.1577*** (5.1541) 0.2552 (1.4016) 0.4926** (2.3731) LEV2 -1.2737*** (-3.8189) -1.3720*** (-4.9545) -1.9149*** (-3.3724) D*LEV2 0.8196*** (4.1333) 1.0558** (2.3841) 1.3965*** (2.7506) TOBINQ -0.0841 (-1.0737) -0.0912 (-0.7922) 0.0729 (0.5059) -0.0329 (-0.4886) -0.0588 (-0.7220) -0.1001 (-1.0186) SALEK -0.0348*** (-3.1032) -0.0372*** (-25.9368) -0.0409*** (-25.7965) -0.0349*** (-3.3530) -0.0368*** (-25.9092) -0.0404*** (-24.9998) CFK -0.0109 (-0.0109) -0.0079 (-0.4196) -0.0012 (0.9505) -0.0147 (-1.3841) -0.0096 (-0.5104) -0.0001 (-0.0091)
LM Test Chi-square = 320.3859 Chi-square= 292.3421
Prob = 0.0000 Prob = 0.0000 Hausman test Chi2 = 52.2850 Chi2 = 49.8108 Prob = 0.0000 Prob = 0.0000 R2 0.4521 0.4966 0.6616 0.4718 0.5041 0.6597 D.W 1.6371 1.8407 2.2528 1.6704 1.8414 2.2663
Nguồn : Dựa theo tính tốn của bài nghiên cứu trên Eview 8.0
Ghi chú: Hồi quy được dựa trên 2 cách tính địn bẩy khác nhau và ba mơ hình hồi quy (Pooling regression, Random effect và Fixed effect). Thống kê t được trình bày
sai số chuẩn White được sử dụng. Kiểm định LM test được dùng để kiểm tra sự phù hợp của mô hình hồi quy Pooling regression. Kiểm định Hausman để kiểm tra sự phù hợp của mơ hình Random effect và Fixed effect. D là biến giả có giá trị 1 nếu TOBINQ > 1 và nhận giá trị 0 nếu D nhỏ hơn 1
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10% **có ý nghĩa thống kê mở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy phƣơng trình (2) với 2 cách tính địn bẩy khác nhau và 3 phƣơng pháp hồi quy. Cũng nhƣ phần 4.2, tơi sẽ trình bày kết quả 2 kiểm định Lagrangian Multiplier (LM) (Breusch và Pagan, 1980) và Hausman (Hausman, 1978) để tìm ra mơ hình hồi quy phù hợp nhất. Kết quả kiểm định LM với hệ số Chi2 lần lƣợt bằng 320.3859 và 292.3421 đều có ý nghĩa ở mức 1% cho 2 cách tính địn bẩy khác nhau. Nhƣ vậy ta bác bỏ giả thuyết đồng nghĩa với tác động riêng biệt khác 0 và mơ hình hồi quy Pooling regression khơng cịn phù hợp trong trƣờng hợp này. Tiếp theo, kiểm định Hausman cho kết quả Chi2 lần lƣợt bằng 52.2850 và 49.8108 đều có ý nghĩa ở mức 1%. Nhƣ vậy cũng giống nhƣ kết quả khi hồi quy phƣơng trình (1), mơ hình Fixed effect là mơ hình thích hợp nhất với mức ý nghĩa 1%.
Kết quả hồi quy tìm thấy bằng chứng ủng hộ cho giả thuyết rằng đòn bẩy có vai trị quan trọng trong việc hạn chế đầu tƣ quá mức. Trƣờng hợp đòn bẩy đƣợc đo lƣờng bằng cách tính thứ nhất (tổng nợ/tổng tài sản) thì đối với những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp, hệ số hồi quy bằng -1.1823 trong khi ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao thì tác động này bằng -1.1823 + 0.4926 = -0.6897. Nhƣ vậy những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp thì tác động nghịch biến của địn bẩy lên đầu tƣ mạnh mẽ hơn cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Kết quả này cũng tƣơng tự khi địn bẩy đƣợc tính theo cách thứ hai (nợ dài hạn/tổng tài sản). Tác động nghịch biến này đúng với các kết quả nghiên cứu của các tác giả Lang et al.(1996) và Aivazian et al.
4.4 Tổng kết kết quả hồi quy
Trong phần này, tôi đã sử dụng các phƣơng pháp tính tốn địn bẩy khác nhau cùng với những phƣơng pháp hồi quy khác nhau để xem xét tác động của đòn bẩy lên đầu tƣ. Kết quả hồi quy có ý nghĩa thống kê cho các phƣơng pháp tính tốn khác nhau với các phƣơng pháp hồi quy khác nhau. Bằng 2 kiểm định Lagrangian Multiplier (LM) (Breusch và Pagan, 1980) và Hausman (Hausman, 1978) đã cho thấy đƣợc mơ hình Fixed effect là thích hợp nhất để đo lƣờng tác động của địn bẩy lên đầu tƣ. Kết quả thực nghiệm trong bài nghiên cứu cho thấy địn bẩy có tác động ngƣợc chiều lên đầu tƣ. Cụ thể hơn, địn bẩy có tác động nghịch biến đến quyết định đầu tƣ khoảng -1.1 lần ở toàn bộ mẫu và ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp trong khi tác động này tƣơng đối thấp -0.6897 ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao khi mà địn bẩy đƣợc tính theo cách thứ nhất. Tuy nhiên, khi địn bẩy đƣợc tính theo cách thứ hai lại có sự khác biệt rõ rệt khi hệ số hồi quy của toàn bộ mẫu -1.4930 thấp hơn so với hệ số hồi quy đối với các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp - 1.9149. Ở một góc nhìn khác, kết quả hồi quy toàn bộ mẫu và khi chia công ty thành tăng trƣởng cao và tăng trƣởng thấp thì ảnh hƣởng của nợ dài hạn mạnh mẽ hơn hẳn so với ảnh hƣởng của tổng nợ. Đồng thời ảnh hƣởng ngƣợc chiều này ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp mạnh mẽ hơn những công ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Qua đó, lý thuyết về “đầu tƣ quá mức” và “đầu tƣ dƣới mức” đã giải thích một cách thuyết phục tác động nghịch biến này.
Kết luận đƣợc rút ra từ kết quả hồi quy hàm ý rằng nếu doanh nghiệp vay nợ càng nhiều thì càng bất lợi đối với việc đầu tƣ. Vấn đề cốt lõi nằm ở nguyên nhân bất cân xứng thông tin và mâu thuẫn về lợi ích giữa ngƣời quản lý, cổ đơng và trái chủ. Nếu doanh nghiệp giải quyết đƣợc vấn đề này thì việc vay nợ sẽ có ảnh hƣởng tốt đến quyết định đầu tƣ. Một bài học khác là những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp nên hạn chế sử dụng địn bẩy vì việc vay nợ sẽ có ảnh hƣởng xấu mạnh mẽ lên quyết định đầu tƣ hơn là ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Thêm vào đó, nếu các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp bắt buộc vay nợ thì nên lựa chọn sử
dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn bởi vì nợ dài hạn có tác động ảnh hƣởng ngƣợc chiều mạnh mẽ lên quyết định đầu tƣ hơn. Ngồi ra, các cơng ty có cơ hội tăng trƣởng tốt có thể nâng cao đòn bẩy tài chính vì ảnh hƣởng này là không đáng kể đến quyết định đầu tƣ.
Có một điều đáng lƣu ý ở đây là kết quả hồi quy của biến SALEK. Hệ số hồi quy của biến này mang giá trị âm và ln có ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho các phƣơng trình hồi quy khác nhau và 2 phƣơng pháp tính tốn địn bẩy khác nhau. Trên thế giới và tại Việt Nam hiện nay chƣa có bài nghiên cứu nào có giá trị để kiểm định mối tƣơng quan giữa doanh thu và đầu tƣ mà biến doanh thu này chỉ đƣợc hồi quy chung với các biến khác trong mơ hình. Hiểu theo một cách lơ-gíc thì khi doanh thu tăng lên, các doanh nghiệp lại có xu hƣớng giảm việc đầu tƣ mới vào máy móc, nhà xƣởng, đất đai… có thể là vì theo Chuẩn mực kế tốn Việt Nam thì việc ghi nhận doanh thu dựa trên việc chuyển giao quyền sử dụng giữa ngƣời bán mà ngƣời mua cho nên ghi nhận nhiều doanh thu không chắc chắn là đã mang về dịng tiền ngay trong năm đó cho cơng ty. Điều này tạo ra sự rủi ro về thanh toán các khoản doanh thu này trong tƣơng lai và làm cho các nhà quản lý không dám đầu tƣ vào các dự án mới vì việc này địi hỏi nguồn tiền sẵn có trong doanh nghiệp. Nhƣng để củng cố cho nhận định này, bài nghiên cứu sẽ kiểm tra thêm mối tƣơng quan nghịch biến này trong phần kiểm tra tính vững của mơ hình.
Đến đây bài nghiên cứu đã kiểm tra đƣợc sự tác động ngƣợc chiều của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tƣ. Tuy nhiên, các quyết định về việc vay nợ và các cơ hội tăng trƣởng của cơng ty ln có ảnh hƣởng qua lại lẫn nhau. Điều này dẫn đến mối quan hệ nội sinh tồn tại giữa địn bẩy tài chính và quyết định đầu tƣ. Để giải quyết vấn đề này, bài nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp hồi quy hai giai đoạn (2SLS- Two stage least squares regression). Phƣơng pháp này rất hiệu quả trong vấn đề kiểm soát vấn đề nội sinh khi sử dụng biến công cụ. Theo nhƣ bài nghiên cứu của
Aivazian và cộng sự (2005), tôi sẽ sử dụng biến công cụ tài sản hữu hình trên tổng
4.5 Phƣơng pháp hồi quy hai giai đoạn – 2SLS
Vấn đề nội sinh xảy ra khi hai biến độc lập có tƣơng quan với nhau thì ƣớc lƣợng OLS sẽ bị chệch và cho kết quả ƣớc lƣợng khơng đáng tin cậy. Địn bẩy tài chính có thể bị tác động với những cơ hội đầu tƣ đƣợc mong đợi sẵn, và trong phần hồi quy trên, biến TOBINQ có thể tác động lên việc sử dụng địn bẩy tài chính. Một bƣớc đột phá để giải quyết vấn đề này là kiểm tra tác động khác nhau của địn bẩy lên cơng ty có cơ hội tăng trƣởng trong lĩnh vực kinh doanh chính và cơng ty có cơ hội tăng trƣởng trong lĩnh vực kinh doanh phụ. Ý tƣởng này giải thích rằng việc sử dụng địn bẩy trong những lĩnh vực kinh doanh phụ có ít tác động bởi cơ hội tăng trƣởng hơn là trong những lĩnh vực kinh doanh chính. Tuy nhiên, ý tƣởng này có một vài hạn chế nhƣ sau: thứ nhất, thật khó để phân loại lĩnh vực kinh doanh chính và lĩnh vực kinh doanh phụ khi mà các doanh nghiệp hiện nay hạn chế rủi ro kinh doanh bằng cách đầu tƣ vào nhiều ngành nghề khác nhau; thứ hai, phải có một dạng dữ liệu doanh nghiệp mà chứa đựng thông tin các loại tài sản nào đƣợc phân bổ cho từng lĩnh vực kinh doanh chính và kinh doanh phụ. Phƣơng pháp này tuy rất hay nhƣng khơng thể kiểm định đƣợc bởi vì khơng thể có đƣợc nguồn dữ liệu theo u cầu.
Chính vì những lý do trên, bài nghiên cứu sẽ sử dụng phƣơng pháp hồi quy 2 giai đoạn 2SLS và biến công cụ để giải quyết vấn đề nội sinh tồn tại giữa địn bẩy tài chính và quyết định đầu tƣ. Biến cơng cụ là một biến có tƣơng quan cao với biến nội sinh nhƣng khơng có tƣơng quan cao với phần dƣ. Biến cơng cụ đƣợc sử dụng trong mơ hình là tỷ số tài sản hữu hình chia cho tổng tài sản. Sử dụng chỉ số này nhƣ một biến công cụ dựa trên giả thuyết cơ bản nhƣ sau: Thứ nhất, chi phí phá sản là một phần rất quan trọng có ảnh hƣởng đến quyết định sử dụng đòn bẩy của doanh nghiệp và tài sản hữu hình có xu hƣớng làm giảm chi phí phá sản và gia tăng đƣợc mức độ sử dụng địn bẩy. Và vì vây, tính hữu hình của tài sản có thể có mối tƣơng quan rất cao với đòn bẩy của doanh nghiệp. Thứ hai, tính hữu hình của tài sản khơng có tƣơng quan cao với cơ hội đầu tƣ của doanh nghiệp. Bài nghiên cứu tính
tốn giá trị tài sản hữu hình bằng cách lấy giá trị tài sản cố định hữu cộng với giá trị của hàng tồn kho.
Để giải quyết vấn đề nội sinh thì dùng ƣớc lƣợng 2SLS với quy trình ƣớc lƣợng gồm 2 giai đoạn nhƣ sau:
Giai đoạn 1: Ƣớc lƣợng bằng OLS hồi quy biến nội sinh với biến công cụ và các biến độc lập cịn lại và có đƣợc giá trị dự đoán của biến nội sinh.
Giai đoạn 2: Ƣớc lƣợng mơ hình chính, trong đó thay thế biến nội sinh bằng giá trị dự đoán của biến nội sinh bằng các giá trị mà ta có đƣợc từ giai đoạn 1.
Nhƣng trƣớc hết để xem biến cơng cụ có thực sự tốt hay khơng, ta hãy xem xét hệ số tƣơng quan của biến công cụ với biến nội sinh là đòn bẩy và phần dƣ.