đầu tư của công ty, điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây và kỳ vọng nghiên cứu của tác giả.
Biến doanh thu (Salesi,t-1) có tương quan dương và chặt chẽ với quyết định đầu tư (biến Invetmenti,t) cho thấy doanh thu cao ở hiện tại là một tín hiệu tích cực từ thị trường và khuyến khích các công ty mở rộng quy mô sản xuất, tăng năng suất bằng cách tăng mức đầu tư để phát triển hoạt động sản xuất kinh doanh.
Biến dòng tiền (CFi,t) và biến Invetmenti,t có tương quan dương với hệ số tương quan là 0.025, cho thấy các công ty có dòng tiền càng cao thì khả năng đầu tư vào các dự án mới nhiều hơn và ngược lại. Ngoài ra, biến dòng tiền (CFi,t) còn có tương quan âm với biến Debti,t-1, Ldebti,t-1 cho thấy rằng, dòng tiền của công ty sẽ giảm nếu lần lượt nợ vay ngân hàng và nợ dài hạn ngân hàng tăng và ngược lại.
Trong khi nhiều hệ số tương quan giữa các biến giải thích là khá nhỏ, nhưng hệ số tương quan giữa biến Invesmenti,t và chỉ số Tobin’Q lại khá cao (0.144) và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này chứng tỏ sai số đo lường do Tobin’s Q gây ra có thể gây ra ước lượng chệch cho biến Investment trong hồi quy OLS như theo Erickson và Whited (2000); Riddick và Whited (2009). Biến Qi,t-1 là biến không chỉ thể hiện các cơ hội đầu tư tương lai mà còn là hiệu quả hoạt động về mặt thị trường như trong rất nhiều nghiên cứu trước đó. Chính vì thế Qi,t-1 có tác động tới hầu hết các biến trong mô hình. Đặc biệt, hệ số tương quan giữa 2 biến đại diện cho cơ hội tăng trưởng là Tobin’s Q (Qi,t-1) và tăng trưởng doanh thu trung bình (Growthi,t) khá nhỏ là 0.071 cho thấy 2 biến này chưa hẳn thay thế tốt cho nhau mặc dù tương quan trong bảng
4.4 mới chỉ mang tính mô tả. Tuy nhiên, cùng với mục tiêu nghiên cứu của đề tài, tác giả sẽ tiến hành kiểm định biến nào là đại diện tốt hơn cho cơ hội tăng trưởng của công ty trong tương lai ở những mục sau của chương.
58
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu
Investmenti,t | Debti,-1 | Sdebtt-1 | Ldebt t-1 | Dmi,t-1 | Nature | Dmi,t-1 | Growth | Director | Indepen | CEOage | CEOtenure | CEOshare | CFi,t | Sales t-1 | ROAi,t | Sizei,t | Liq | |
Investmenti,t | 1 | |||||||||||||||||
Debti,-1 | -0.0392 | 1 | ||||||||||||||||
Sdebti,t-1 | -0.026 | 0.3369 | 1 | |||||||||||||||
Ldebti,t-1 | -0.0317 | 0.3487 | 0.0017 | 1 | ||||||||||||||
Dmi,t-1 | -0.0296 | 0.2486 | -0.1975 | 0.3563 | 1 | |||||||||||||
Naturei,t | -0.0341 | -0.0047 | -0.1133 | 0.165 | 0.1467 | 1 | ||||||||||||
Qi,t-1 | 0.1437 | 0.0252 | 0.0448 | -0.0222 | -0.025 | -0.0232 | 1 | |||||||||||
Growthi,t | 0.0486 | -0.0121 | -0.0206 | 0.0092 | 0.0149 | -0.0518 | 0.0711 | 1 | ||||||||||
Directori,t | -0.0347 | -0.0297 | 0.023 | -0.0902 | -0.0555 | -0.1124 | -0.0215 | -0.0267 | 1 | |||||||||
Indepeni,t | -0.0031 | -0.0159 | -0.0363 | 0.0264 | 0.0276 | 0.0265 | 0.0066 | 0.1091 | -0.0764 | 1 | ||||||||
CEOagei,t | -0.012 | -0.0128 | -0.0081 | -0.0124 | -0.0268 | -0.016 | -0.0093 | -0.1131 | 0.1729 | -0.0479 | 1 | |||||||
CEOtenure | -0.0518 | -0.0434 | 0.0212 | -0.1125 | -0.1048 | -0.0808 | -0.0584 | -0.0621 | 0.2542 | -0.0806 | 0.3413 | 1 | ||||||
CEOsharei,t | -0.0083 | 0.1724 | 0.2342 | -0.0477 | -0.0874 | -0.0834 | 0.002 | -0.0287 | 0.2611 | -0.0127 | 0.0498 | 0.1425 | 1 | |||||
CFi,t | 0.0255 | -0.0118 | 0.0068 | -0.0318 | -0.0305 | -0.0173 | 0.0015 | 0.4033 | -0.0115 | 0.0036 | 0.0148 | 0.0198 | -0.0048 | 1 | ||||
Salesi,t-1 | 0.5269 | -0.1032 | -0.0137 | -0.1671 | -0.1826 | -0.0393 | 0.0752 | 0.071 | -0.0021 | -0.0009 | -0.0081 | 0.0213 | -0.0191 | 0.2059 | 1 | |||
ROAi,t | -0.0226 | -0.2567 | -0.2093 | -0.148 | -0.02 | 0.0469 | 0.0375 | 0.0894 | 0.0461 | 0.0198 | 0.0544 | 0.0236 | -0.0517 | 0.2002 | 0.0479 | 1 | ||
Sizei,t | -0.0272 | 0.3173 | 0.1423 | 0.3636 | 0.2875 | 0.0881 | -0.086 | -0.0367 | -0.0858 | -0.01 | 0.0012 | 0.039 | -0.0844 | -0.005 | -0.1072 | -0.0107 | 1 | |
Liqi,t | 0.0192 | -0.1345 | -0.1039 | -0.0867 | -0.0594 | -0.0085 | 0.3283 | -0.0009 | -0.0257 | -0.0052 | -0.0777 | -0.0411 | -0.0364 | 0.0022 | -0.0055 | 0.0341 | -0.131 | 1 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Ảnh hưởng của sở hữu Nhà nước và các khoản vay ngân hàng đến quyết định đầu tư của các công ty tại Việt Nam - 6 -
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 -
Kết Quả Hồi Quy Ols Cho Mô Hình (1B) Và (2B) Với Biến Đại Diện Nợ Ngắn Hạn Ngân Hàng (Sdebt I,t-1 ) -
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
Xem toàn bộ 169 trang tài liệu này.
4.3. Kiểm định các khuyết tật của mô hình
4.3.1 Hiện tượng đa cộng tuyến
Từ kết quả ma trận tương quan cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình không quá cao. Tương quan cao nhất là giữa biến Investmenti,t và biến Sales t-1 với hệ số tương quan là 0.5269 nhỏ hơn 0.8 có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và dựa vào kết quả kiểm định nhân tố phóng đại phương sai (VIF) được trình bày trong bảng
4.5 cho thấy không có giá trị nào lớn hơn 10. Kết quả này cho thấy mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Khi mô hình bị hiện tượng đa cộng tuyến thì việc ước lượng các hệ số không đạt hiệu quả do phương sai của ước lượng lớn, khoảng tin cậy của ước lượng rộng, các ước lượng OLS và sai số chuẩn trở nên rất nhạy với những thay đổi nhỏ của dữ liệu, dấu các ước lượng của hệ số hồi quy có thể sai.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích VIF
VIF | 1/VIF | |
CFi,t | 1.30 | 0.77024 |
Debti,t-1 | 1.29 | 0.77275 |
Growthi,t | 1.24 | 0.80415 |
CEOtenurei,t | 1.22 | 0.82297 |
Sizei,t | 1.18 | 0.84543 |
CEOagei,t | 1.17 | 0.85560 |
Liqi,t | 1.17 | 0.85715 |
Directori,t | 1.16 | 0.86262 |
Qi,t-1 | 1.16 | 0.86453 |
CEOsharei,t | 1.15 | 0.87260 |
ROAi,t | 1.13 | 0.88187 |
Salesi,t-1 | 1.07 | 0.931368 |
Indepeni,t | 1.02 | 0.976469 |
Giá trị trung bình của VIF | 1.17 |
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 12.0)
4.3.2. Hiện tượng phương sai thay đổi
Để kiểm định mô hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi không, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan:
Giả định H0: phương sai sai số của mô hình không thay đổi H1: phương sai sai số của mô hình thay đổi
Tác giả dùng chỉ số p-value để so sánh với mức ý nghĩa 5%, nếu p-value của 2 nhỏ hơn 0.05 thì bác bỏ giả thuyết H0 phương sai sai số không thay đổi, chấp nhận H1 phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Breusch-Pagan
Chi 2 (1) | 154845.29 |
Prob > chi2 | 0.0000 |
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm STATA)
Kết quả kiểm định thấy rằng giá trị p-value = 0.0000 của Chi bình phương (2) nhỏ hơn 0.05 nên đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 tức là mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
4.3.3. Hiện tượng tự tương quan
Để kiểm định mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan không, tác giả sử dụng kiểm định BG (Breusch-Godfrey).
Giả định: H0: mô hình không có hiện tượng tự tương quan H1: mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan
So sánh với mức ý nghĩa 5%, nếu giá trị của nR2 có giá trị p-value nhỏ hơn 0.05 thì bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey
F-statistic | 598.50 | Prob. F(1,2539) | 0.000 |
Obs*R-squared | 486.81 | Prob. Chi-Square(1) | 0.000 |
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm EVIEWS)
Theo kết quả kiểm định tác giả thấy giá trị p-value của nR2 > 0.05. Do đó, tác giả đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là mô hình trên xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc 1.
4.4. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
4.4.1. Phân tích kết quả hồi quy OLS cho mô hình (1) và mô hình (2)
Theo kết quả phân tích hồi quy theo phương pháp OLS với Tobin’s Q đại diện cho cơ hội tăng trưởng trong tương lai của công ty thể hiện trong bảng 4.8. Có sáu trong bảy hồi quy ở các cột (1), cột (2), cột (3), cột (4), cột (6) và cột ( 7) của bảng 4.8 cho thấy các hệ số hồi quy giữa biến nợ ngân hàng (Debti,t-1) và đầu tư (Investmenti,t) mang dấu âm nhưng không có ý nghĩa thống kê. Chỉ riêng kết quả ở cột (5) của bảng
4.8 thể hiện mối tương quan âm giữa nợ ngân hàng và đầu tư ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu cao là có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này là phù hợp với nghiên cứu trước đây của Ahn và cộng sự (2006); Aivazian và cộng sự (2005); Firth và cộng sự (2008); Jiang và Zeng (2014); Phan Thị Bích Nguyệt và cộng sự (2014), đồng thời hỗ trợ giả thuyết 1a mà tác giả đưa ra. Để đánh giá mối tương quan âm giữa nợ vay ngân hàng và đầu tư của công ty là thể hiện vấn đề đầu tư quá mức hay đầu tư dưới mức, tác giả xét thêm hệ số tương quan của biến tương tác Debti,t-1 × DQi,t-1 ở cột 2 (toàn mẫu), cột 5 (các công ty Nhóm 1) và cột 7 (các công ty Nhóm 2) của Bảng 4.8. Kết quả cho thấy chỉ có hệ số tương quan của biến tương tác ở cột (5) của bảng 4.8 là mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này cho thấy, ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao, mối tương quan âm giữa nợ vay ngân hàng và đầu tư của công ty là yếu hơn ở các công ty tăng trưởng cao so với công ty tăng trưởng thấp. Kết quả này ủng hộ lý thuyết đầu tư quá mức trong các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao và phù hợp với nghiên cứu của Aivazian và cộng sự (2005); Ahn và
cộng sự (2006); Jiang và Zeng (2014).Tuy nhiên, kết quả này lại ngược với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Trang và Trang Thúy Quyên (2013) khi tìm thấy đòn bẩy tài chính có tương quan dương với việc thực hiện quyết định đầu tư của công ty. Tác giả nhận thấy có 2 lý do để giải thích 2 kết quả nghiên cứu là ngược nhau. Thứ nhất, do thời kỳ mẫu nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Trang và Trang Thúy Quyên (2013) là từ 2009-2010, ngắn hơn so với thời kỳ mẫu nghiên cứu mà tác giả sử dụng từ 2008-2015. Thứ hai, đa số các công ty trong mẫu của Nguyễn Thị Ngọc Trang và Trang Thúy Quyên (2013) đều có yếu tố sở hữu Nhà nước nên các công ty này thường dễ nhận được các điều kiện vay ưu đãi mà không cần xét đến tính hiệu quả khi sử dụng những khoản vay này để đầu tư. Trong khi đó, bài nghiên cứu này tác giả sử dụng mẫu nghiên cứu đa dạng hơn với 27% công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao và 73% công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp hoặc không có tỷ lệ sở hữu Nhà nước. Kết quả này cũng trái với nghiên cứu của Tian và Estrin (2007) khi cung cấp bằng chứng cho thấy có mối tương quan dương giữa đòn bẩy tài chính và đầu tư của các công ty niêm yết tại Trung Quốc. Điều này có thể giải thích là do Tian và Estrin (2007) sử dụng tỷ lệ nợ ngân hàng ở năm hiện hành thay vì dùng tỷ lệ nợ ngân hàng ở năm t-1 như tác giả sử dụng theo nghiên cứu của Jiang và Zeng (2014). Việc sử dụng tỷ lệ nợ ngân hàng ở năm hiện hành như nghiên cứu của Tian và Estrin (2007) có thể làm tăng vấn đề nội sinh giữa đòn bẩy tài chính và đầu tư khi các công ty gia tăng sử dụng các khoản vay ngân hàng để tài trợ cho việc đầu tư trong cùng một năm dẫn đến kết quả ước lượng không chính xác.
Để phân biệt vai trò của các nợ vay ngân hàng trong các nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước khác nhau, tác giả đưa biến tương tác Debt i,t-1 × Naturei,t giữa tỷ lệ nợ vay ngân hàng (Debti,t-1) và biến giả Naturei,t phân loại công ty theo tỷ lệ sở hữu Nhà nước vào mô hình hồi quy. Biến Naturei,t bằng 1 nếu là công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao (Nhóm 1) và bằng 0 nếu là của công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp (Nhóm 2). Kết quả được thể hiện trong cột (3) của Bảng 4.8 cho thấy hệ số của biến tương tác Debt i,t-1 × Naturei,t mang dấu dương, cho thấy mối tương quan âm giữa tỷ lệ nợ ngân hàng và đầu tư của nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao yếu hơn so với
nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Hàm ý rằng, các ngân hàng sẵn lòng cho các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao vay để đầu tư và đặt ra ít ràng buộc hơn so với công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Kết quả này phù hợp với giả thuyết 1b tác giả đưa ra, vai trò xử lý kỷ luật của các ngân hàng về đầu tư quá mức ở công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao yếu hơn ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp. Lý thuyết của Kornai và cộng sự (2003) đã giải thích cho kết quả này, ở các nền kinh tế chuyển tiếp và Việt Nam là một minh chứng khi các ngân hàng thường có những giới hạn nguồn vốn mềm ở những công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao do các can thiệp chính trị và chỉ có các khoản vay cho các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước thấp mới được định hướng theo hướng tối đa hóa lợi nhuận. Tuy nhiên, với phương pháp hồi quy OLS, hệ số tương quan dương của biến tương tác này lại không có ý nghĩa thống kê.
Các kết quả trong cột (4), cột (5), cột (6) và cột (7) của bảng 4.8 thể hiện mối tương quan của tỷ lệ nợ vay ngân hàng và đầu tư của 2 nhóm công ty theo tỷ lệ sở hữu Nhà nước. Tác giả thấy rằng mối tương quan âm giữa tỷ lệ nợ vay ngân hàng và đầu tư không đáng kể ở các công ty Nhóm 1 (-0.301) và mạnh hơn ở các công ty Nhóm 2 (- 0.693). Kết quả này cũng ủng hộ giả thuyết 1b mà tác giả đưa ra.
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy OLS cho mô hình (1a) và (2a) với biến đại diện là 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 | -0.416 | -0.402 | -0.527 | -0.301 | -0.372** | -0.693 | -0.657 |
(-1.03) | (-0.84) | (-1.22) | (-1.59) | (-1.94) | (-1.36) | (-1.04) | |
Debti,t-1×DQi,t-1 | -0.043 | 0.711** | -0.097 | ||||
(-0.05) | (1.96) | (-0.09) | |||||
Debti,t-1×naturei,t | 0.546 | ||||||
(0.67) | |||||||
Nature | -0.356 | ||||||
(-1.32) |
0.168*** (6.09) | 0.168*** (6.07) | 0.167*** (6.07) | -0.109 (-1.42) | -0.143* (-1.83) | 0.165*** (5.13) | 0.165*** (5.12) | |
Director | -0.216 (-1.13) | -0.216 (-1.13) | -0.230 (-1.2) | -0.103 (-1.4) | -0.099 (-1.36) | -0.008 (-0.03) | -0.008 (-0.03) |
Indepen | -0.371 (-0.46) | -0.371 (-0.45) | -0.379 (-0.46) | 0.131 (0.52) | 0.149 (0.59) | -0.358 (-0.3) | -0.354 (-0.3) |
CEOage | 0.644 (1.07) | 0.645 (1.07) | 0.632 (1.05) | -0.140 (-0.56) | -0.125 (-0.5) | 0.795 (1.03) | 0.800 (1.03) |
CEOtenure | -0.370*** (-3.42) | -0.370*** (-3.41) | -0.373*** (-3.44) | 0.017 (0.41) | 0.008 (0.2) | -0.556*** (-3.84) | -0.557*** (-3.83) |
CEOShare | 1.354 (1.1) | 1.362 (1.1) | 1.341 (1.08) | 0.033 (0.06) | 0.085 (0.16) | 1.720 (1.07) | 1.742 (1.08) |
CF | -0.029*** (-4.48) | -0.029*** (-4.48) | -0.029*** (-4.51) | 0.196*** (3.8) | 0.197*** (3.84) | -0.033*** (-4.36) | -0.033*** (-4.36) |
Salesi,t-1 | 0.083*** (31.53) | 0.083*** (31.51) | 0.083*** (31.49) | 0.001 (0.76) | 0.001 (0.73) | 0.092*** (29.07) | 0.092*** (29.05) |
ROA | -2.303** (-2.19) | -2.289** (-2.12) | -2.197** (-2.08) | -1.284** (-2.46) | -1.367*** (-2.62) | -2.581* (-1.88) | -2.551* (-1.81) |
Size | 0.173*** (2.58) | 0.173*** (2.57) | 0.176*** (2.6) | 0.058** (2.09) | 0.058** (2.07) | 0.247*** (2.78) | 0.247*** (2.77) |
Liq | -0.007 (-0.52) | -0.007 (-0.51) | -0.007 (-0.52) | -0.004 (-0.79) | -0.004 (-0.8) | -0.009 (-0.56) | -0.009 (-0.56) |
Intercept | -5.889** (-2.03) | -5.891** (-2.03) | -5.809** (-1.99) | 0.196 (0.17) | 0.203 (0.17) | -8.107** (-2.12) | -8.123** (-2.12) |
Adjusted R2 | 0.2992 | 0.2989 | 0.2992 | 0.324 | 0.364 | 0.3307 | 0.3304 |
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)
Tiếp theo tác giả phân chia các khoản nợ vay ngân hàng thành các khoản vay ngắn hạn và vay dài hạn. Mối tương quan giữa nợ ngắn hạn ngân hàng và đầu tư được trình bày trong bảng 4.9. Cột (1) và (2) của bảng 4.9 cho thấy mối tương quan âm giữa khoản vay ngắn hạn ngân hàng và đầu tư ở mức ý nghĩa ở mức 5%. Kết quả này ủng hộ giả thuyết 2a mà tác giả đưa ra. Ngoài ra, các hệ số hồi quy của biến tương tác Sdebti,t-1xQi,t-1 giữa khoản vay ngắn hạn ngân hàng và Tobin’s Q ở nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nước cao mang dấu dương và có ý nghĩa ở mức 1% cho thấyhàm ý