CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Phân tích cho từng nhóm công ty
Dựa theo kết quả như phân tích ở trên, đòn bẩy có tác động thuận chiều đáng kể lên đầu tư, đặc biệt là chỉ tiêu đòn bẩy nợ dài hạn trên tổng tài sản (LEVno), cho thấy rằng cơ cấu vốn đóng vai trò quan trọng trong chính sách đầu tư của công ty.
Như đã trình bày ở phần trước, Myers (1977) lập luận đòn bẩy có tác động nghịch chiều đến đầu tư vì mâu thuẫn giữa nhóm cổ đông - nhà quản lý và các trái chủ trong một công ty sử dụng nợ vay có thể làm giảm động cơ đầu tư vào những cơ hội kinh doanh có NPV dương vì lo sợ những lợi ích từ các dự án sẽ thuộc về trái chủ. Theo lý thuyết Jensen (1986), Stulz (1990), Grossman cũng cho thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa đòn bẩy và đầu tư, nhưng lập luận của họ dựa trên xung đột giữa nhà quản lý và các cổ đông. Họ cho rằng những công ty có dòng tiền tự do thấp nhưng nhà quản lý vì lợi ích bản thân thường có xu hướng mở rộng quy mô công ty và thực hiện cả những dự án có NPV âm gây hại đến lợi ích của cổ đông.
Những lý thuyết này cho thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa đòn bẩy và đầu tư nhưng chỉ cho những công ty không có hoặc có rất ít cơ hội tăng trưởng.
Như vậy, hai giả thuyết trên đều cho rằng đòn bẩy tài chính có tác động nghịch chiều đối với đầu tư và mức độ tác động tuỳ thuộc vào khả năng tăng trưởng của từng công ty (tăng trưởng cao hay tăng trưởng thấp). Để kiểm tra sự khác biệt trong vai trò của đòn bẩy lên quyết định đầu tư cho hai nhóm công ty (nhóm công ty tăng trưởng cao với Tobin’s Q >1 và nhóm công ty tăng trưởng thấp với Tobin’s Q
<1), tác giả sử dụng biểu thức ước tính sau:
Với D là biến giả tương đương với 1 nếu Tobin’s Q >1 và bằng 0 nếu ngược lại.
4.2.1 Hồi quy với thước đo thay thế LEVno:
Tôi dùng kiểm định Hausman để xác định mô hình nào là phù hợp giữa hai mô hình Random effect và Fixed effect. Hệ số Chi2 của kiểm định hausman cho chỉ số đòn bẩy là 33.55 đủ lớn để bác bỏ giả thiết Ho ở mức ý nghĩa 1% nghĩa là phương pháp hồi quy Fixed là thích hợp hơn phương pháp Random effect.
Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.5 cho thấy tính chất cũng như mức độ tác động của các biến trong mô hình lên đầu tư rất tương đồng với bảng 4.2.
Biến Cash Flow và Sale có tác động thuận chiều lên biến đầu tư với hệ số lần lượt là 0.894 và 0.303 ở mức ý nghĩa 1% cho thấy: kết quả hoạt động kinh doanh của công ty có tác động thuận chiều nhất định lên quyết định đầu tư, không phân biệt đây là công ty tăng trưởng cao hay thấp. Vì kết quả kinh doanh tốt ngoài việc làm tăng dòng tiền nội bộ dùng để đầu tư của công ty, còn làm tăng thêm uy tín giúp công ty tiếp cận với các nguồn vốn vay dễ dàng hơn.
Bảng 4.5: Cơ hội tăng trường, đòn bẩy và quyết định đầu tư với thước đo LEVno
LEVno= (Long term debt/Total assets) t-1
Pooling Random effect Fixed Effect
constant -2.710** -2.710** -6.746***
(-2.52) (-2.52) (-3.97)
Cash Flow 0.893*** 0.893*** 0.894***
(11.83) (11.83) (10.17)
Tobin's Q -0.266 -0.266 -0.176
(-0.38) (-0.38) (-0.19)
Sale 0.175*** 0.175*** 0.303***
(9.71) (9.71) (9.60)
Leverage 9.369*** 9.369*** 28.912***
(2.70) (2.70) (3.07)
D*Leverage -2.436 -2.436 -7.683
(-0.5) (-0.5) (-1.28)
R2 0.352 0.350 0.387
Hausman test Chi2(04) =33.55
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy tác động của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư, sử dụng phương pháp pooling, random effect,fixed effect. Dữ liệu là toàn bộ công ty trong mẫu. Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn và đã được điều chỉnh cho hiện tượng phương sai thay đổi. Kiểm định Hausman (Hausman test) kiểm tra độ phù hợp giữa phương pháp random effect và fixed 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%
Biến Leverage tác động thuận chiều lên biến đầu tư với hệ số là 28.912 ở mức ý nghĩa thống kê 1% (theo phương pháp hiệu ứng cố định fixed effect). Điểm ước tính chung cho Leverage khoảng từ 9.369 đến 28.912 cho thấykhi đòn bẩy tài chính tăng lên 1 đơn vị thì đầu tư sẽ tăng lên 9.369 đến 28.912 đơn vị.
Tuy nhiên, trong mô hình trên biến D*LEVno không có ý nghĩa thống kê.
Do đó, tôi không tìm thấy dấu hiệu cho thấy tác động của đòn bẩy tài chính lên đầu tư phụ thuộc vào tính chất tăng trưởng cao hay thấp của các công ty (khi tôi sử dụng thước đo thay thế LEVno cho đòn bẩy tài chính).
4.2.2 Hồi quy với thước đo thay thế LEVtong:
Bảng 4.6: Cơ hội tăng trưởng, đòn bẩy và quyết định đầu tư với chỉ số LEVtong
LEVtong= (Total liabilities/Total assets) t-1
Pooling Random effect Fixed Effect
constant -2.152 -2.152 -12.856***
(-1.44) (-1.44) (-3.67)
Cash Flow 0.899*** 0.899*** 0.938***
(11.72) (11.72) (10.67)
Tobin's Q -0.175 -0.175 -0.392
(-0.23) (-0.23) (-0.4)
Sale 0.166*** 0.166*** 0.310***
(9.25) (9.25) (9.86)
Leverage 1.999 1.999 20.386***
(0.85) (0.85) (3.03)
D*Leverage -2.186 -2.186 -6.115***
(-1.08) (-1.08) (-2.4)
R2 0.340 0.340 0.396
Hausman test Chi2(04) =39.71
Bảng 4.6 trình bày kết quả hồi quy tác động của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư, sử dụng phương pháp pooling, random effect,fixed effect. Dữ liệu là toàn bộ công ty trong mẫu. Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn và đã được điều chỉnh cho hiện tượng phương sai thay đổi. Kiểm định Hausman (Hausman test) kiểm tra độ phù hợp giữa phương pháp random effect và fixed 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%
Kết quả hồi quy trong bảng 4.6 cho thấy: Hệ số Chi2 của kiểm định Hausman cho chỉ số đòn bẩy là 39.71 đủ lớn để bác bỏ giả thiết Ho ở mức ý nghĩa 1% nghĩa là phương pháp hồi quy Fixed effect là thích hợp hơn phương pháp Random effect.
Biến Leverage tác động thuận chiều lên biến đầu tư với hệ số là 20.386 ở mức ý nghĩa thống kê 1% (theo phương pháp hiệu ứng cố định fixed effect). Điểm ước tính chung cho Leverage khoảng từ 1.999 đến 20.386 cho thấy khi đòn bẩy tài chính tăng lên 1 đơn vị thì đầu tư tăng từ 1.999 đến 20.386 đơn vị.
Các biến Cash Flow và Sale có tác động thuận chiều lên đầu tư với hệ số lần lượt là 0.938 và 0.310 ở mức ý nghĩa 1%.
Biến D*LEVtong có tác động ngược chiều lên đầu tư với hệ số là -6.115 ở mức ý nghĩa 1%. Điều này chứng tỏ tác động của đòn bẩy tài chính lên đầu tư đối với các công ty tăng trưởng thấp mạnh mẽ hơn so với các công ty tăng trưởng cao.
4.2.3 Đánh giá kết quả:
Theo giả thuyết của Jensen (1986), Stulz (1990) và Grossman and Hart (1982) thì có mối quan hệ nghịch chiều giữa đòn bẩy tài chính và đầu tư. Và họ cho rằng nguyên nhân xuất phát từ sự mâu thuẫn giữa các cấp điều hành với các cổ đông. Theo họ các công ty có dòng tiền tự do nhưng có ít hoặc không có cơ hội tăng trưởng vẫn có thể đầu tư (đầu tư quá mức- over invest), thậm chí các cấp điều hành có thể chấp nhận các dự án có dòng tiền NPV âm nhằm mục đích mở rộng quy mô của công ty. Để ngăn ngừa ban điều hành đầu tư vào các dự án như vậy thì phải giảm dòng tiền nội bộ: phương pháp hiệu quả nhất là tăng dư nợ lên vì đòn bẩy có vai trò giúp hạn chế việc đầu tư quá mức.
Do đó theo tôi, kết quả hồi quy bằng phương pháp Fixed effect (bảng 4.6) là hợp lý, phù hợp với giả thuyết của Jensen, Stulz và Grossman. Giai đoạn 2009-
2010, các công ty Việt Nam có được rất nhiều cơ hội tiếp cận với nguồn vốn từ chính phủ thông qua gói kích thích kinh tế tại Việt Nam của chính phủ; đặc biệt là các công ty nhà nước. Điều này có thể lý giải việc: các công ty tăng trưởng thấp có thể mạnh dạn đầu tư nhằm mở rộng quy mô và phục hồi sản xuất khi mà mức lãi suất ưu đãi của gói kích thích đã làm giảm vai trò hạn chế đầu tư của đòn bẩy.
Ngoài ra, theo Larry Lang, Ofek và Stulz (1996): các tác giả nghiên cứu tác động của đòn bẩy lên đầu tư và tăng trưởng của các công ty công nghiệp lớn ở Mỹ giai đoạn 1970 – 1989. Các tác giả cho rằng ở những công ty có nhiều cơ hội tăng trưởng thì việc tăng nợ không làm giảm đầu tư và không ảnh hưởng đến khả năng tăng trưởng của các công ty này. Theo tôi, đây cũng là lý do khiến tác động của đòn bẩy tài chính đối với đầu tư của các công ty tăng trưởng cao Việt Nam không mạnh mẽ như đối với các công ty tăng trưởng thấp. Các công ty tăng trưởng cao có nhiều cơ hội và dễ tiếp cận với các nguồn vốn bên ngoài hơn. Do đó, quyết định đầu tư của các công ty này không chịu ảnh hưởng quá nhiều bởi đòn bẩy tài chính như các công ty tăng trưởng thấp vì còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố như: chiến lược phát triển chung của ngành, các hoạch định của tỉnh, thành phố….Ngoài ra, áp lực trả nợ khi sử dụng vốn vay để đầu tư có thể làm giảm nguồn vốn lưu động của các công ty này, gây ảnh hưởng đến hiệu quả sản xuất kinh doanh. Đây cũng là nguyên nhân làm giảm tác động của đòn bẩy tài chính lên đầu tư đối với các công ty tăng trưởng cao.