Đòn bẩy = Tổng nợ / Tổng tài sản Đòn bẩy = Nợ dài hạn / Tổng tài sản chi2 (133) = 7.5e+06 chi2 (133) = 4.4e+06
Prob>chi2 = 0.0000 Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn : Dựa theo tính tốn của bài nghiên cứu trên Stata
Dựa vào kết quả tại bảng 4.7, ta thấy rằng các kiểm định có ý nghĩa thống kê rất lớn, do đó có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Để xử lý vấn đề này, ta có thể sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát (Generalized Least Squares – GLS).
Dựa vào kết quả hồi quy và việc lựa chọn mơ hình Fixed effect, ta rút ra đƣợc một số kết luận nhƣ sau:
Thứ nhất, biến địn bẩy dù đƣợc tính tốn bằng một trong 2 cách (tổng nợ chia tổng tài sản và nợ dài hạn chia tổng tài sản) đều có tác động nghịch biến lên biến đầu tƣ và đều có ý nghĩa ở mức 1%. Trong tƣờng hợp hồi quy đòn bẩy LEV1, hệ số -1.1120 có ý nghĩa khi địn bẩy tăng 1 đơn vị thì đầu tƣ giảm đi 1.1120 đơn vị. Ngoài ra, hệ số hồi quy của biến LEV2 -1.4930 đều có ý nghĩa ở mức 1 % ở cả 3 phƣơng pháp hồi quy trong khi biến LEV1 chỉ có ý nghĩa ở mức 1 % khi hồi quy bằng phƣơng pháp Fixed effect. Nhìn vào các hệ số hồi quy, ta có thể nhìn thấy đƣợc địn bẩy LEV2 (nợ dài hạn/tổng tài sản) có sự tƣơng quan nghịch biến mạnh mẽ hơn lên biến đầu tƣ so với đòn bẩy LEV1 (tổng nợ/ tổng tài sản) chứng tỏ trong giai đoạn này việc sử dụng nợ dài hạn có ảnh hƣởng ngƣợc chiều mạnh mẽ lên quyết định đầu tƣ hơn là sử dụng nợ ngắn hạn. Tác động nghịch biến giữa địn bẩy và đầu tƣ có thể đƣợc giải thích theo những lý do sau đây. Theo nghiên cứu của Myer (1977) và Jensen (1986) thị trƣờng chứng khốn Việt Nam cịn tồn tại nhiều
bất hoàn hảo nhƣ vấn đề đại diện, bất cân xứng thông tin, giao dịch nội gián rất dễ dẫn đến việc “đầu tƣ quá mức” và “đầu tƣ dƣới mức”. Lý thuyết “đầu tƣ quá mức” đƣợc hiểu nhƣ sau: khi một cơng ty gia tăng việc địn bẩy sẽ tạo
ra thừa thãi dòng tiền, nhƣng áp lực buộc các giám đốc phải sử dụng nguồn vốn này để đầu tƣ, dẫn đến việc họ sẽ đầu tƣ dàn trải vào các dự án , kể cả các dự án có NPV âm. Các cổ đông biết đƣợc điều này, và sẽ sử dụng công cụ vay nợ để tạo ra một áp lực về dòng tiền phải trả trong tƣơng lai, làm nhà quản lý hạn chế việc đầu tƣ. Còn theo lý thuyết “đầu tƣ dƣới mức” thì đƣợc lý giải nhƣ sau: khi công ty đi vay để tài trợ vào các dự án, vì mâu thuẫn quyền lợi, các giám đốc tài chính lo sợ thành quả từ việc đầu tƣ vào các dự án có NPV dƣơng rơi hết vào tay trái chủ cho nên họ sẽ thích đầu tƣ vào các dự án khơng sinh lợi hoặc dòng tiền thu về từ các dự án này chỉ đủ trả lãi vay và vốn gốc chứ không phải lựa chọn dự án đầu tƣ tối ƣu. Cuối cùng việc gia tăng địn bẩy lại có tác động nghịch biến lên quyết định đầu tƣ. Tổng kết lại, trong cả 2 trƣờng hợp vì mâu thuẫn quyền lợi và nhiều áp lực khiến nhà quản lý đầu tƣ vào các dự án kém hiệu quả từ nguồn vốn vay hoặc bị hạn chế năng lự của mình trong việc ra quyết định đầu tƣ.
Thứ hai, biến TOBINQ đại diện cho cơ hội tăng trƣởng lại không đạt đƣợc kết quả nhƣ bài nghiên cứu kỳ vọng. Hệ số của biến TOBINQ 0.2407 chỉ có ý nghĩa ở mức 10% trong cách tính địn bẩy thứ nhất (tổng nợ/tổng tài sản) khi hồi quy bằng phƣơng pháp Fixed effect. Hệ số hồi quy bằng 0.2407 có ý nghĩa khi TOBINQ đại diện cho cơ hội tăng trƣởng tăng 1 đơn vị thì đầu tƣ sẽ tăng 0.2407 đơn vị. Tuy nhiên, kết quả này cũng đã đạt đƣợc kỳ vọng ban đầu khi cho rằng TOBINQ có tác động đồng biến lên quyết định đầu tƣ. Trong bài nghiên cứu của của Aivazian và cộng sự (2005), biến TOBINQ có tác động cùng chiều mạnh mẽ lên biến đầu tƣ ở mức ý nghĩa 1% đối với cả 3 phƣơng pháp hồi quy. Các tác giả này cho rằng lý do có sự tƣơng quan đồng biến nhƣ vậy vì một sự phát triển về khía cạnh tăng trƣởng của doanh nghiệp xuất phát từ sự tăng lên trong lƣợng cầu về sản phẩm, dịch vụ mà doanh nghiệp đang cung cấp, tạo nên một sự tăng lên trong việc đầu tƣ. TOBINQ là biến đại diện cho cơ hội tăng trƣởng nên do đó có tác động lên đầu tƣ. Nhìn chung, kết quả tuy khơng mạnh mẽ nhƣng phù hợp với tình hình thực tế tại
thị trƣờng chứng khốn Việt Nam khi cơng ty có cơ hội tăng trƣởng tốt thì họ sẽ đầu tƣ càng nhiều.
Thứ ba, biến SALEK có ý nghĩa rất lớn ở mức 1% nhƣng lại có mối tƣơng quan nghịch biến lên đầu tƣ trong khi các kết quả của những bài nghiên cứu trƣớc đây biến SALEK đều có tác động cùng chiều lên biến đầu tƣ. Có thể trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013, việc tăng trƣởng về doanh thu sẽ giúp các công ty trả bớt lãi vay và vốn gốc, hoặc để gia tăng sự thanh khoản của doanh nghiệp đồng thời đây là giai đoạn tăng trƣởng kém của nền kinh tế cho nên họ không sử dụng nguồn doanh thu này đề đầu tƣ. Các phần tiếp theo sẽ sử dụng công thức hồi quy (2) và cuối cùng sẽ kiểm tra tính vững của mơ hình để có kết luận chính xác cuối cùng.
Và cuối cùng là biến CFK lại đƣa ra một kết quả khơng có bất kỳ sự tƣơng quan có ý nghĩa nào với quyết định đầu tƣ. Theo nhƣ lý thuyết trật tự phân hạng thì dịng tiền nội bộ đến từ hoạt động sản xuất kinh doanh sẽ giúp cho các doanh nghiệp chủ động trong hoạt động đầu tƣ của mình mà khơng cần đến dịng tiền từ bên ngồi. Điều này thật sự bất ngờ vì hồn tồn phủ nhận kết quả của những bài nghiên cứu trƣớc đây liên quan đến việc dịng tiền có tác động cùng chiều lên biến đầu tƣ. Các phần tiếp theo sẽ kiểm tra lại kết quả này và có kết luận cuối cùng.
Nhƣ vậy, kết quả nghiên cứu toàn bộ mẫu cho 133 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE có ý nghĩa thống kê với các biến đòn bẩy, doanh thu và Tobin „s Q với 2 cách tính địn bẩy và 3 phƣơng pháp hồi quy khác nhau. Kết quả kiểm định cho đƣợc kết quả mơ hình Fixed effect là phù hợp nhất để đo lƣờng tác động của đòn bẩy lên quyết định đầu tƣ. Tuy nhiên bài nghiên cứu không chấm dứt tại đây, tiếp tục với kết quả từ nghiên cứu của của Aivazian và cộng sự (2005) cho rằng ảnh hƣởng nghịch biến của đòn bẩy lên đầu tƣ ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp thì mạnh mẽ hơn ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao. Vậy kết quả này có cịn đúng trong trƣờng hợp hồi quy các công ty tại Việt Nam, phần tiếp theo bài nghiên cứu sẽ giải quyết vấn đề này.
4.3Kết quả nghiên cứu đối với cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và thấp
Bài nghiên cứu đã tìm thấy mối quan hệ nghịch biến đáng chú ý của địn bẩy tài chính lên quyết định đầu tƣ, ủng hộ cho việc cấu trúc vốn đóng một vài trị rất quan trọng đối với chính sách đầu tƣ của các công ty. Myer (1977) cho rằng mối quan hệ nghịch biến này dựa trên vấn đề đại diện của cổ đông và chủ nợ. Nếu nhà quản lý làm việc vì lợi ích của cổ đơng, họ sẽ bỏ qua những dự án có NPV dƣơng. Nhƣng
Jensen (1986) và Stulz (1990) cho rằng mối quan hệ nghịch biến này là do việc các
cơng ty với dịng tiền tự do thoải mái nhƣng có cơ hội tăng trƣởng thấp (hoặc khơng có) có thể đầu tƣ quá mức vào các dự án có NPV âm. Tuy nhiên, nếu các cá thể của thị trƣờng vốn xen vào các dự án của công ty hoặc công ty bị chi phối bởi công ty khác, nhà quản lý sẽ phải hứa hẹn và gia tăng đòn bẩy để trả tiền lãi vay và vốn gốc cho nhóm lợi ích này. Những lý thuyết này củng cố cho mối quan hệ nghịch biến giữa địn bẩy và đầu tƣ nhƣng chỉ với những cơng ty có ít hoặc khơng có cơ hội tăng trƣởng.
Trong khi các lý thuyết đều cố gắng dự đoán nguyên nhân của mối quan hệ ngƣợc chiều giữa địn bẩy tài chính và quyết định đầu tƣ, các nhà nghiên cứu lại khơng có sự thống nhất giữa tác động nghịch biến này ở những cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao và tăng trƣởng thấp. Để làm sáng tỏ sự khác nhau về vai trị của địn bẩy đối với cơng ty tăng trƣởng cao và tăng trƣởng thấp, tôi sẽ hồi quy công thức mà
Aivazian và cộng sự (2005) đã sử dụng nhƣ sau:
(2)
Trƣờng hợp đối với cơng ty có cơ hội tăng trƣởng thấp D = 0 thì tác động của địn bẩy lên đâu tƣ bằng, đối với cơng ty có cơ hội tăng trƣởng cao thì tác động này bằng .