rằng, ở các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao, mối tương quan âm giữa nợ ngắn hạn và việc thực hiện quyết định đầu tư của các công ty tăng trưởng cao yếu hơn ở công ty tăng trưởng thấp, tức là vay ngắn hạn ngân hàng có tác dụng hạn chế đầu tư quá mức ở các công ty tăng trưởng thấp và có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao.
Cột (3) đến cột (7) trong bảng 4.9 trình bày ảnh hưởng của nợ ngắn hạn ngân hàng và đầu tư của 2 nhóm công ty theo tỷ lệ sở hữu Nhà nước. Cột (3) của bảng 4.9 cho thấy hệ số hồi quy của biến tương tác Sdebti,t-1×naturei,t mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy mối tương quan âm giữa nợ ngắn hạn ngân hàng và đầu tư ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao mạnh hơn ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Hàm ý rằng, vai trò xử lý kỷ luật các khoản vay ngắn hạn về đầu tư quá mức trong các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao là mạnh hơn so với nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Điều này bác bỏ giả thuyết 2b mà tác giả đưa ra.
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy OLS cho mô hình (1b) và (2b) với biến đại diện nợ ngắn hạn ngân hàng (Sdebti,t-1)
Toàn mẫu | Nhóm 1 | Nhóm 2 | |||||
Cột 1 | Cột 2 | Cột 3 | Cột 4 | Cột 5 | Cột 6 | Cột 7 | |
Sdebti,t-1 | -1.137** (-2.49) | -1.054** (-2.06) | -1.041** (-2.25) | 0.054 (0.21) | -0.028 (-0.11) | -1.430* (-2.55) | -1.248* (-1.92) |
Sdebti,t-1× DQi,t-1 | -0.204 (-0.36) | 0.712*** (2.99) | -0.410 (-0.56) | ||||
Sdebti,t-1× naturei,t | -0.184** (-2.37) | ||||||
Nature | 0.358 (1.07) | ||||||
Qi,t-1 | 0.171*** (6.24) | 0.172*** (6.24) | 0.171*** (6.23) | -0.107 (-1.4) | -0.172** (-2.17) | 0.168*** (5.26) | 0.170*** (5.28) |
Director | -0.217 (-1.14) | -0.214 (-1.13) | -0.228 (-1.19) | -0.097 (-1.33) | -0.103 (-1.41) | -0.021 (-0.08) | -0.014 (-0.05) |
Indepen | -0.425 (-0.52) | -0.424 (-0.52) | -0.376 (-0.46) | 0.116 (0.46) | 0.142 (0.56) | -0.424 (-0.36) | -0.405 (-0.34) |
CEOage | 0.617 (1.03) | 0.626 (1.04) | 0.638 (1.06) | -0.139 (-0.55) | -0.110 (-0.44) | 0.822 (1.06) | 0.842 (1.09) |
CEOtenure | -0.363*** (-3.37) | -0.366*** (-3.39) | -0.372*** (-3.45) | 0.017 (0.4) | 0.009 (0.21) | -0.559*** (-3.88) | -0.568*** (-3.91) |
Có thể bạn quan tâm!
-
Bảng Mô Tả Tương Quan Kỳ Vọng Giữa Các Biến Độc Lập Và Biến Tương Tác Với Biến Đầu Tư (Investment I,t ) -
Bảng Ma Trận Hệ Số Tương Quan Giữa Biến Nội Sinh Và Biến Công Cụ -
Ma Trận Hệ Số Tương Quan Giữa Các Biến Nghiên Cứu -
Kết Quả Hồi Quy Fem Cho Mô Hình (1C) Và (2C)Với Biến Đại Diện Nợ Dài Hạn Ngân Hàng (Ldebt I,t-1 ) -
Kết Quả Hồi Quy 2Sls Cho Mô Hình (1B) Và (2D) Với Biến Đại Diện Nợ Ngắn Hạn Ngân Hàng (Sdebt I,t-1 ) Và Biến Dẫn Suất Growth I,t -
Tổng Hợp Kết Quả Nghiên Cứu
Xem toàn bộ 169 trang tài liệu này.
1.822 (1.47) | 1.858 (1.49) | 1.696 (1.37) | -0.003 (-0.01) | 0.028 (0.05) | 2.301 (1.43) | 2.399 (1.48) | |
CF | -0.029*** (-4.42) | -0.029*** (-4.42) | -0.029*** (-4.43) | 0.204*** (3.97) | 0.195*** (3.82) | -0.032*** (-4.31) | -0.032*** (-4.31) |
Salesi,t-1 | 0.083*** (31.74) | 0.083*** (31.73) | 0.083*** (31.8) | 0.002 (0.9) | 0.002 (0.95) | 0.092*** (29.24) | 0.092*** (29.24) |
ROA | -2.554** (-2.47) | -2.447** (-2.27) | -2.765*** (-2.66) | -1.070** (-2.09) | -1.161 (-2.27) | -2.869** (-2.1) | -2.655* (-1.87) |
Size | 0.176*** (2.74) | 0.176*** (2.75) | 0.168*** (2.6) | 0.035 (1.44) | 0.033 (1.35) | 0.252*** (2.91) | 0.253*** (2.92) |
Liq | -0.008 (-0.65) | -0.008 (-0.66) | -0.011 (-0.83) | -0.003 (-0.63) | -0.003 (-0.54) | -0.011 (-0.67) | -0.011 (-0.68) |
Intercept | -5.778** (-2.02) | -5.833** (-2.03) | -5.543* (-1.93) | 0.697 (0.62) | 0.709 (0.63) | -8.239** (-2.17) | -8.360** (-2.2) |
Adjusted R2 | 0.3006 | 0.3004 | 0.3022 | 0.0288 | 0.0401 | 0.3324 | 0.3321 |
Observations | 2552 | 2552 | 2552 | 688 | 688 | 1,864 | 1,864 |
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Bảng 4.10 thể hiện ảnh hưởng của khoản vay dài hạn ngân hàng đến việc thực hiện quyết định đầu tư của các công ty. Kết quả cột (1), cột (2), cột (3) khi thực hiện hồi quy với toàn mẫu và kết quả cột (6) và cột (7) khi thực hiện hồi quy với mẫu là các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp cho thấy một mối tương quan dương giữa nợ dài hạn ngân hàng và đầu tư của công ty và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 10%. Kết quả này bác bỏ giả thuyết 3a mà tác giả đưa ra và trái với kết quả nghiên cứu của Lang và cộng sự (1996); Aivazian và cộng sự (2005); Jiang và Zeng (2014). Ngược lại, kết quả trong cột (4) và cột (5) khi hồi quy với nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao lại thể hiện mối tương quan âm giữa tỷ lệ nợ dài hạn và đầu tư của công ty và ủng hộ giả thuyết 3a. Các kết quả này có thể được giải thích là do tại Việt Nam đa số các công ty còn khó khăn trong việc tiếp cận các khoản vay dài hạn vì những yêu đặt ra từ các ngân hàng mà công ty không đáp ứng được. Nhưng đối với các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao thì việc tiếp cận các khoản vay dài hạn dễ dàng hơn theo lý thuyết giới hạn nguồn vốn mềm mà tác giả đã phân tích ở trên.
Cột (5) của bảng 4.10 còn cho thấy hệ số hồi quy của biến tương tác Ldebti,t-1×DQi,t- 1 giữa nợ dài hạn ngân hàng và Tobin’s Q trong các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước
cao là mang dấu dương và có ý nghĩa ở mức 1%, hàm ý rằng, ở các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao, mối tương quan âm giữa nợ dài hạn ngân hàng và việc thực hiện quyết định đầu tư của các công ty tăng trưởng cao yếu hơn ở công ty tăng trưởng thấp, tức là vay dài hạn ngân hàng có tác dụng hạn chế đầu tư quá mức ở các công ty tăng trưởng thấp và có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao.
Bảng 4.10. Kết quả hồi quy OLS cho mô hình (1c) và (2c) với biến đại diện nợ dài hạn ngân hàng (Ldebti,t-1)
Toàn mẫu | Nhóm 1 | Nhóm 2 | |||||
Cột 1 | Cột 2 | Cột 3 | Cột 4 | Cột 5 | Cột 6 | Cột 7 | |
Ldebti,t-1 | 1.497** (2.08) | 1.265* (1.71) | 1.890** (2.15) | -0.490** (-2.13) | -0.556** (-2.42) | 2.201** (2.01) | 1.916* (1.66) |
Ldebti,t-1×DQi,t-1 | 2.329 (1.39) | 1.695*** (3.18) | 1.849 (0.76) | ||||
Ldebti,t-1 x naturei,t | -0.581 (-0.49) | ||||||
Nature | -0.229 (-0.97) | ||||||
Qi,t-1 | 0.163*** (5.95) | 0.161*** (5.88) | 0.162*** (5.91) | -0.109 (-1.43) | -0.158** (-2.04) | 0.157*** (4.93) | 0.156*** (4.89) |
Director | -0.200 (-1.05) | -0.197 (-1.03) | -0.223 (-1.17) | -0.105 (-1.44) | -0.099 (-1.37) | -0.004 (-0.01) | -0.001 (-0.01) |
Indepen | -0.398 (-0.49) | -0.406 (-0.5) | -0.380 (-0.47) | 0.131 (0.52) | 0.165 (0.66) | -0.323 (-0.28) | -0.365 (-0.31) |
CEOage | 0.587 (0.98) | 0.567 (0.94) | 0.627 (1.04) | -0.076 (-0.3) | -0.072 (-0.29) | 0.843 (1.09) | 0.812 (1.05) |
CEOtenure | -0.333*** (-3.06) | -0.328*** (-3.02) | -0.342*** (-3.14) | 0.007 (0.17) | 0.001 (0.02) | -0.515*** (-3.56) | -0.507*** (-3.5) |
CEOShare | 1.106 (0.92) | 1.093 (0.91) | 1.041 (0.86) | 0.004 (0.01) | 0.048 (0.09) | 1.225 (0.79) | 1.182 (0.76) |
CF | -0.030*** (-4.61) | -0.030*** (-4.59) | -0.030*** (-4.64) | 0.194*** (3.77) | 0.211*** (4.1) | -0.034*** (-4.5) | -0.033*** (-4.49) |
Salesi,t-1 | 0.084*** (31.71) | 0.084*** (31.74) | 0.084*** (31.71) | 0.001 (0.6) | 0.001 (0.56) | 0.093*** (29.26) | 0.093*** (29.25) |
ROA | -1.694* (-1.65) | -1.820* (-1.77) | -1.606 (-1.56) | -1.269** (-2.47) | -1.352*** (-2.65) | -1.852 (-1.38) | -1.925 (-1.43) |
Size | 0.101 (1.49) | 0.092 (1.36) | 0.104 (1.54) | 0.064** (2.33) | 0.059** (2.15) | 0.164* (1.84) | 0.156* (1.75) |
Liq | -0.004 (-0.29) | -0.003 (-0.26) | -0.003 (-0.27) | -0.004 (-0.74) | -0.004 (-0.81) | -0.004 (-0.26) | -0.004 (-0.25) |
-4.081 (-1.39) | -3.781 (-1.29) | -4.241 (-1.44) | -0.196 (-0.16) | -0.037 (-0.03) | -6.517 (-1.71) | -6.213 (-1.62) | |
Adjusted R2 | 0.3001 | 0.3004 | 0.3002 | 0.0352 | 0.0481 | 0.3315 | 0.3314 |
Observations | 2552 | 2552 | 2552 | 688 | 688 | 1,864 | 1,864 |
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Cột (3) trong bảng 4.10 cho thấy hệ số hồi quy của biến tương tác Ldebt-1 x Naturei,t giữa nợ dài hạn ngân hàng và biến Nature là mang dấu âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này bác bỏ giả thuyết 3b và chỉ ra rằng không có sự khác biệt giữa 2 nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước khác nhau về vai trò xử lý kỷ luật của các ngân hàng đối với khoản vay dài hạn.
Về các biến kiểm soát trong mô hình, kết quả hồi quy thể hiện trong cả 3 bảng 4.8, bảng 4.9 và bảng 4.10 cho thấy kết quả nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây. Tobin’s Q có tương quan dương với quyết định đầu tư của công ty với mức ý nghĩa 1% khi thực hiện hồi quy với toàn mẫu và nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao lại thể hiện mối tương quan âm nhưng không có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể do trong giai đoạn nghiên cứu thị trường chứng khoán Việt Nam còn mới mẻ nên những thay đổi trong giá chứng khoán chưa phản ánh tốt được giá trị của công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao. Biến kiểm soát tỷ lệ doanh thu trên tài sản cố định (Salesi,t-1) có tương quan dương với đầu tư của công ty với mức ý nghĩa 1% ở các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước khác nhau và khoản vay ngân hàng với kỳ hạn khác nhau. Điều này cho thấy rằng các công ty càng sử dụng hiệu quả tài sản cố định giúp tạo ra doanh thu cao hơn sẽ càng tự tin mở rộng việc đầu tư. Biến dòng tiền (CFi,t) có tương quan âm với đầu tư của công ty khi hồi quy với toàn mẫu và nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp ở mức ý nghĩa 1% nhưng dòng tiền lại có tương quan dương với đầu tư khi hồi quy với nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao cũng với mức ý nghĩa 1%. Điều này là do việc thực hiện quyết định đầu tư ở đa số các công ty trong mẫu nghiên cứu và đặc biệt là các công ty nhóm 2 không phụ thuộc vào dòng tiền nội bộ và ở các công ty tăng trưởng cao có thể tận dụng những khoản vay ưu đãi để đầu tư hơn là phụ thuộc vào nguồn tài trợ nội bộ, ở các công ty tăng trưởng thấp là do hiệu
quả hoạt động kém nên nguồn vốn nội bộ không có nhiều. Biến quy mô công ty (Sizei,t) đều có tương quan dương với biến đầu tư ở tất cả các công ty với tỷ lệ sở hữu Nhà nước và khoản vay ngân hàng với các kỳ hạn khác nhau. Kết quả này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây cũng như kỳ vọng nghiên cứu của tác giả. Biến tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROAi,t) đều có tương quan âm với biến đầu tư ở tất cả các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước và khoản vay ngân hàng với các kỳ hạn khác nhau. Kết quả này là ngược với các kết quả nghiên cứu trước đây và kỳ vọng của tác giả. Điều này có thể do các công ty trong giai đoạn nghiên cứu có xu hướng sử dụng lãi ròng từ tài sản để chia cổ tức cho cổ đông thay vì sử dụng để gia tăng đầu tư hoặc các công ty này hướng đến nguồn tài trợ bên ngoài để thực hiện các dự án đầu tư của mình. Đối với các biến số về đặc điểm của Giám đốc điều hành (CEO), kết quả cho thấy, chỉ có biến nhiệm kỳ của CEO (CEOtenurei,t) là có tương quan âm với việc thực hiện quyết định đầu tư của các công ty với mức ý nghĩa 1% khi tác giả hồi quy với toàn mẫu và nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Điều này hàm ý rằng, ở đa số các công ty Việt Nam, khi các giám đốc điều hành có nhiệm kỳ càng cao sẽ càng thận trọng trong việc ra quyết định đầu tư. Kết quả này cũng tương tự khi các giám đốc điều hành đồng thời là chủ tịch HĐQT của công ty khi hệ số hồi quy với biến Directori,t mang dấu dương nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Tóm lại, các kết quả trong bảng 4.8, bảng 4.9 và bảng 4.10 cung cấp các bằng chứng cho các giả thuyết 1a, giả thuyết 1b và giả thuyết 2a ở tất cả các công ty với tỷ lệ sở hữu Nhà nước và khoản vay ngân hàng với kỳ hạn khác nhau, nhưng kết quả nghiên cứu lại từ chối giả thuyết 2b, giả thuyết 3a và giả thuyết 3b ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Tuy nhiên, tất cả các kết quả trên có thể bị các vấn đề nội sinh giữa đòn bẩy tài chính và đầu tư. Vì theo Aivazian và cộng sự (2005), có thể nhà quản lý dự báo được cơ hội tăng trưởng trong tương lai nên quyết định cắt giảm các khoản vay và đòn bẩy tài chính của một công ty có thể bị ảnh hưởng bởi các cơ hội đầu tư dự kiến được xác định dựa trên những đặc trưng của doanh nghiệp. Điều này có thể đặc biệt đúng đối với các khoản vay dài hạn khi thị trường trái phiếu doanh nghiệp còn mới và hệ thống luật pháp còn nhiều hạn chế như ở Việt Nam, các ngân
hàng có thể thận trọng hơn trong việc cung cấp các khoản vay dài hạn hơn so với các khoản vay ngắn hạn. Do đó, có thể chỉ có các công ty có mức tăng trưởng cao mới có thể tiếp cận được khoản vay dài hạn từ các ngân hàng. Điều này cũng lý giải cho mối tương quan dương giữa nợ dài hạn ngân hàng và đầu tư của công ty. Trong phần tiếp theo tác giả sẽ tiến hành giải quyết các vấn đề nội sinh tiềm năng bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy mô hình ảnh hưởng cố định FEM và phương pháp hồi quy 2SLS với biến công cụ.
4.4.2. Phân tích kết quả hồi quy với mô hình Ảnh hưởng cố định
Trong mục này, tác giả sử dụng mô hình Ảnh hưởng cố định để giải quyết những hạn chế của phương pháp OLS và vấn đề nội sinh có thể có do thiếu biến. Các kết quả trong bảng 4.11, bảng 4.12 cho thấy rằng, tất cả dấu của các hệ số hồi quy giữ nguyên như kết quả trong bảng 4.8 và bảng 4.9 theo phương pháp hồi quy OLS nhưng ở mức ý nghĩa giải thích tốt hơn và hệ số R2 cao hơn. Điều này hàm ý rằng, phương pháp hồi quy với mô hình ảnh hưởng cố định sau khi khắc phục các nhược điểm của phương pháp OLS đã khẳng định chắc chắn hơn các kết quả tác giả đã phân tích ở trên của bảng 4.8 và bảng 4.9 theo phương pháp OLS.
Bảng 4.11. Kết quả hồi quy FEM cho mô hình (1a) và (2a) với biến đại diện nợ ngân hàng (Debti,t-1)
Toàn mẫu | Nhóm 1 | Nhóm 2 | |||||
Cột 1 | Cột 2 | Cột 3 | Cột 4 | Cột 5 | Cột 6 | Cột 7 | |
Debti,t-1 | -1.384** (-2.44) | -1.326** (-2.17) | -1.510** (-2.47) | -0.933*** (-3.23) | -0.972*** (-3.36) | -1.790** (-2.45) | -1.649** (-2.03) |
Debti,t-1 x DQi,t-1 | -0.203 (-0.25) | 0.771** (1.97) | -0.416 (-0.39) | ||||
Debti,t-1 × naturei,t | 0.575 (0.55) | ||||||
Nature | 0.000 (0.00) | ||||||
Qi,t-1 | 0.073*** (2.77) | 0.073*** (2.78) | 0.074*** (2.79) | -0.111 (-1.22) | -0.133 (-1.46) | 0.071** (2.27) | 0.071 (2.28) |
Director | -0.194 (-0.7) | -0.194 (-0.7) | -0.187 (-0.67) | -0.064 (-0.57) | -0.076 (-0.67) | -0.264 (-0.69) | -0.269 (-0.7) |
Indepen | -0.828 (-0.87) | -0.831 (-0.88) | -0.840 (-0.89) | 0.162 (0.56) | 0.159 (0.55) | -2.269 (-1.41) | -2.271 (-1.42) |
1.210 (1.27) | 1.216 (1.28) | 1.184 (1.24) | 0.526 (1.15) | 0.582 (1.28) | 1.611 (1.3) | 1.639 (1.32) | |
CEOtenure | -0.466*** (-3.47) | -0.469*** (-3.47) | -0.468*** (-3.48) | -0.048 (-0.85) | -0.050 (-0.89) | -0.688*** (-3.73) | -0.696*** (-3.75) |
CEOShare | 3.378 (1.47) | 3.385 (1.48) | 3.440 (1.5) | -0.188 (-0.21) | -0.231 (-0.26) | 6.433** (1.98) | 6.443** (1.98) |
CF | -0.032*** (-6.02) | -0.032*** (-6.02) | -0.032*** (-6.01) | 0.029 (0.37) | 0.030 (0.37) | -0.032*** (-5.16) | -0.032*** (-5.16) |
Sales t-1 | 0.152*** (48.04) | 0.152*** (48.03) | 0.152*** (48.03) | 0.033*** (6.21) | 0.033*** (6.23) | 0.156*** (42.12) | 0.156*** (42.1) |
ROA | -3.413*** (-2.94) | -3.377*** (-2.89) | -3.420*** (-2.95) | -0.549 (-0.89) | -0.573 (-0.93) | -3.855** (-2.52) | -3.765** (-2.43) |
Size | 0.448** (2.33) | 0.446** (2.31) | 0.449** (2.33) | 0.285*** (3.1) | 0.267*** (2.9) | 0.466* (1.84) | 0.458* (1.8) |
Liq | -0.017 (-1.49) | -0.017 (-1.5) | -0.017 (-1.51) | -0.005 (-0.94) | -0.005 (-0.93) | -0.021 (-1.42) | -0.021 (-1.44) |
Intercept | -15.774** (-2.49) | -15.730** (-2.48) | -15.686** (-2.47) | -8.524*** (-2.86) | -8.243*** (-2.77) | -17.266** (-2.06) | -17.179** (-2.05) |
Adjusted R2 | 0.5231 | 0.5231 | 0.5232 | 0.151 | 0.1565 | 0.5281 | 0.5282 |
Observations | 2552 | 2552 | 2552 | 688 | 688 | 1,864 | 1,864 |
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Bảng 4.12. Kết quả hồi quy FEM cho mô hình (1b) và (2b) với biến đại diện nợ ngắn hạn ngân hàng (Sdebti,t-1)
Toàn mẫu | Nhóm 1 | Nhóm 2 | |||||
Cột 1 | Cột 2 | Cột 3 | Cột 4 | Cột 5 | Cột 6 | Cột 7 | |
Sdebti,t-1 | -0.928 (-1.44) | -0.814 (-1.22) | -0.811 (-1.24) | -1.160*** (-2.88) | -1.146*** (-2.87) | -1.007 (-1.26) | -0.707 (-0.84) |
Sdebti,t-1 x DQi,t-1 | -0.376 (-0.67) | 0.775*** (-3.00) | -0.844 (-1.14) | ||||
Sdebti,t-1 × Naturei,t | -1.238 (-1.26) | ||||||
Nature | 0.000 (0.00) | ||||||
Qi,t-1 | 0.069*** (2.63) | 0.070*** (2.65) | 0.068*** (2.59) | -0.121 (-1.33) | -0.169* (-1.84) | 0.066** (2.1) | 0.067** (2.13) |
Director | -0.227 (-0.82) | -0.227 (-0.82) | -0.241 (-0.87) | -0.065 (-0.58) | -0.082 (-0.74) | -0.323 (-0.84) | -0.337 (-0.88) |
Indepen | -0.819 (-0.86) | -0.830 (-0.88) | -0.742 (-0.78) | 0.150 (0.52) | 0.162 (0.56) | -2.167 (-1.35) | -2.182 (-1.36) |
1.300 (1.37) | 1.300 (1.37) | 1.367 (1.43) | 0.593 (1.29) | 0.645 (1.41) | 1.772 (1.43) | 1.798 (1.45) | |
CEOtenure | -0.464*** (-3.44) | -0.472*** (-3.49) | -0.469*** (-3.48) | -0.054 (-0.95) | -0.050 (-0.88) | -0.677*** (-3.67) | -0.698*** (-3.76) |
CEOShare | 3.482 (1.52) | 3.516 (1.53) | 3.499 (1.52) | -0.081 (-0.09) | -0.228 (-0.26) | 6.413** (1.97) | 6.463** (1.98) |
CF | -0.032*** (-6.09) | -0.032*** (-6.08) | -0.032*** (-6.08) | 0.020 (0.25) | 0.014 (0.18) | -0.033*** (-5.26) | -0.033*** (-5.25) |
Salesi,t-1 | 0.152*** (48.14) | 0.152*** (48.11) | 0.152*** (48.14) | 0.035*** (6.49) | 0.036*** (6.66) | 0.156*** (42.21) | 0.156*** (42.17) |
ROA | -3.212*** (-2.77) | -3.096*** (-2.64) | -3.297*** (-2.84) | -0.450 (-0.73) | -0.518 (-0.85) | -3.532** (-2.31) | -3.242** (-2.09) |
Size | 0.424** | 0.420** | 0.411** | 0.254*** | 0.236*** | 0.448* | 0.434* |
(2.21) | (2.18) | (2.13) | (2.8) | (2.61) | (1.77) | (1.71) | |
Liq | -0.015 (-1.36) | -0.016 (-1.4) | -0.016 (-1.39) | -0.004 (-0.85) | -0.004 (-0.83) | -0.018 (-1.24) | -0.019 (-1.3) |
Intercept | -15.678** (-2.47) | -15.550** (-2.45) | -15.455** (-2.43) | -8.033*** (-2.71) | -7.738*** (-2.63) | -17.704** (-2.11) | -17.396** (-2.07) |
Adjusted R2 | 0.5223 | 0.5224 | 0.5226 | 0.148 | 0.1608 | 0.5368 | 0.5372 |
Observations | 2552 | 2552 | 2552 | 688 | 688 | 1,864 | 1,864 |
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Hơn nữa, kết quả trên bảng 4.13 cho thấy, phương pháp hồi quy FEM cũng giải quyết được những hạn chế của phương pháp OLS và vấn đề nội sinh có thể có do thiếu biến dẫn đến kết quả ước lượng chưa chính xác ở bảng 4.10. Kết quả thể hiện từ cột (1) đến cột (7) của bảng 4.10 cho thấy, các hệ số hồi quy của biến nợ dài hạn (Ldebti,t) và đầu tư của công ty đều mang dấu âm. Kết quả này ủng hộ giả thuyết 3a mà tác giả đưa ra, đồng thời phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây của Jiang và Zeng (2014). Hệ số hồi quy của biến tương tác Ldebti,t-1x DQi,t-1 ở cột (5) của bảng
4.10 mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê 1% cho thấy ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao, mối tương quan âm giữa nợ dài hạn và đầu tư của các công ty tăng trưởng cao yếu hơn trong các công ty tăng trưởng thấp.