Tải bản đầy đủ
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Tải bản đầy đủ

37

Bảng 1: Th ng kê dữ liệu
Mẫu quan sát bao gồm dữ liệu theo năm của 366 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam
trong giai đoạn 2008 đến 2013, và đảm bảo yêu cầu mỗi công ty phải có dữ liệu dài hơn 5 kỳ liên tiếp.
Tất cả các biến được hiệu chỉnh bằng kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorization) ở mức 1% để giảm
thiểu ảnh hưởng của các ngoại lai ở mỗi đuôi có thể cho kết quả giả mạo. Các biến phụ thuộc bao gồm
tăng trưởng trong tổng tài sản (Total asset), tăng trưởng trong tài sản cố định (PPE), tăng trưởng trong
hàng tồn kho (Inventory) và Chi tiêu vốn (Capex) được xác định theo

)/ . Các

biến kiểm soát bao gồm Trading Vol. được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm
điều chỉnh với số cổ phiếu đang lưu hành, Trading Vol./Ind được xác định là số lượng cổ phiếu giao
dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ phiếu giao dịch trung bình ngành cùng kỳ, Leverage được
xác định bằng Tổng nợ/Tổng tài sản, Tobin’s Q được xác định bằng (Vốn hóa thị trường + Tổng
nợ)/Tổng tài sản, và Cash Flow được xác định bằng (EBIT+ Khấu hao)/Tổng tài sản. Các biến tham
gia tương tác bao gồm Issue thể hiện việc công ty có phát hành thêm cổ phiếu trong năm quan sát,
High B/M thể hiện công ty là công ty “giá trị” với tỷ số B/M cao hơn thị trường, Large thể hiện công
ty có là công ty lớn với tổng tài sản lớn hơn mức trung bình thị trường.
Biến

Số quan sát

Mean

Std. Dev.

Min

Max

Biến đầu tư
Total asset
PPE
Inventory
Capex

2099
2099
2099
2099

0.1505
0.3299
0.1044
0.0256

0.2645
1.2590
0.4444
0.1071

-0.3334
-0.6777
-0.7958
-0.1519

1.2481
8.9130
1.9179
0.6052

Biến thanh khoản
Trading Vol.
Trading Vol./Ind

2099
2099

0.0045
1.0078

0.0054
1.6792

0.0000
0.0021

0.0271
9.4981

Biến kiểm soát
Levarage
Tobin's Q
Cash Flow

2099
2099
2099

0.5200
1.0974
0.1771

0.2178
0.4385
0.1340

0.0505
0.4861
-0.0717

0.8871
3.2647
0.6741

2099
2099
2099

0.1729
0.5102
0.2187

0.3783
0.5000
0.4134

0
0
0

1
1
1

Biến tương tác
Issue
High B/M
Large

38

Khi phân tích kinh tế, Bảng 2 trình bày kết quả của mô hình được đề xuất trong
phương trình (1), sử dụng khối lượng giao dịch như là thước đo thanh khoản. Kết quả
kiểm định Hansen test cho thấy tập hợp biến công cụ không phù hợp cho định nghĩa
số 1 về đầu tư, xem xét đầu tư là sự tăng trưởng trong tổng tài sản. Lưu ý rằng giả
thuyết Ho của kiểm định Hansen giả định tập hợp biến công cụ là hợp lý và là tập
hợp các biến ngoại sinh, không tương quan với phần dư của phương trình hồi quy.
Tuy nhiên, kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value của kiểm định Hansen cho hồi
quy 1 < 0.05, điều này cho thấy có thể hồi quy 1 cho định nghĩa đầu tư là tăng trưởng
trong tổng tài sản đã vi phạm điều kiện ràng buộc về overidentification
(overidentification restriction), tập hợp các biến công cụ không hợp lý trong hồi quy
này và có khả năng tương quan với phần dư. Vì lý do này, tôi không xem xét đến
định nghĩa 1 về đầu tư như sự tăng lên trong tổng tài sản trong các hồi quy tiếp theo
sử dụng khối lượng giao dịch là thước đo thanh khoản. Với ba định nghĩa còn lại của
đầu tư, các kiểm định về điều kiện ràng buộc về overidentification (overidentification
restriction) và kiểm định độ vững của tập hợp biến công cụ điều cho kết quả tốt.
Trong các hồi quy này, hệ số β của biến thanh khoản thể hiện tương quan âm có ý
nghĩa giữa thanh khoản và đầu tư ở các định nghĩa 2 và 4 về đầu tư. Điều này cho
thấy công ty nào có khối lượng giao dịch cao hơn sẽ đầu tư ít hơn, đặc biệt là giảm
đầu tư vào tài sản cố định và giảm chi tiêu vốn. Tuy nhiên, tác động của biến thanh
khoản lên đầu tư thể hiện mức ý nghĩa cao cho định nghĩa đầu tư thứ 4, Capex, tiêu
dùng vốn ở mức 1%. Ngược lại, tác động của thanh khoản lên đầu tư đối với định
nghĩa đầu tư từ PPE, tài sản cố định, có mức ý nghĩa thấp 10% và không có ý nghĩa
đối với định nghĩa đầu tư thứ 3, Inventory, tăng lên trong hàng tồn kho. Điều này có
vẻ không hợp lý, và có thể thấy rằng mối tương quan này không giống với tương quan
dương của thước đo thanh khoản này được trình bày trong Munoz (2012). Kết quả
nghiên cứu Munoz (2012) cho thấy tính thanh khoản của thị trường chứng khoán
thúc đẩy đầu tư nhiều hơn và duy trì mức ý nghĩa cao cho các định nghĩa đầu tư, và

39

được hỗ trợ bởi nhiều bằng chứng đáng kể từ Polk và Sapienza (2009), Almeida và
Campello (2007), Cummins và đồng sự (2006), Gilchrist và đồng sự (2005), Butler
và đồng sự. (2005). Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại tìm thấy được sự hỗ trợ từ các
nghiên cứu của Fang và đồng sự (2012), Stein (2003, 1988, 1989) và Porter (1992).
Sự khác biệt trong kết quả nghiên cứu này so với kết quả của nghiên cứu gốc Munoz
(2012) có thể giải thích bởi hai lý do chính như sau: Thứ nhất, nghiên cứu này tôi sử
dụng các thước đo đầu tư chính bao gồm chi phí vốn (Capex) và gia tăng trong tài
sản cố định (PPE), trong khi nghiên cứu của Munoz (2012) sử dụng định nghĩa đầu
tư là sự gia tăng trong tổng tài sản, hàng tồn kho và tài sản cố định vì không thể thu
thập được số liệu về chi phí vốn (Capex) ở các thị trường được nghiên cứu. Dữ liệu
về chi tiêu vốn (Capex) và tăng trưởng trong tài sản cố định là các thước đo hiệu quả
hơn, thể hiện được đầu tư thực của doanh nghiệp trong khi gia tăng trong tổng tài
sản, hàng tồn kho có thể là các khoản đầu tư không hiệu quả và có nhiều mục đích
khác. Thứ hai, dữ liệu ở bài nghiên cứu này là dữ liệu tại thị trường chứng khoán
Việt Nam, một thị trường mới nổi còn non trẻ và khối lượng giao dịch còn chịu ảnh
hưởng của các kênh tác động nghịch chiều như đề xuất bởi Stein (1988, 1989) và
Porter (1992), tác động của sự theo đuổi kết quả hoạt động kinh doanh và hành vi
thiển cận của các nhà quản lý. Trong khi đó, dữ liệu nghiên cứu của Munoz (2012) ở
các quốc gia Mỹ Latin, tác giả cũng khẳng định rằng ở các thị trường nghiên cứu này
việc các cổ đông kiểm soát với mục tiêu đầu tư dài hạn rất tốt nên áp lực thị trường
chứng khoán thấp hơn và ít tồn tại các hành vi thiển cận của các nhà quản lý. Cụ thể
hơn cho thị trường Việt Nam, áp lực thị trường chứng khoán là cao hơn và các nhà
quản lý doanh nghiệp tại thị trường chứng khoán Việt nam chịu áp lực cao hơn về kết
quả hoạt động kinh doanh, đặc biệt là trong ngắn hạn. Do đó, thật dễ hiểu khi khối
lượng giao dịch của chứng khoán một doanh nghiệp trên thị trường tăng lên, các nhà
quản lý doanh nghiệp đó chịu sức ép nặng nề về kết quả hoạt động kinh doanh trong
ngắn hạn để có thể duy trì được quyền quản lý của họ, được xem là gia tăng trong

40

hành vi thiển cận của nhà quản lý, được đề cập và giải thích rõ trong nghiên cứu của
La Porta và đồng sự (1999), Shleifer và Vishny (1986). Đặc biệt trong thị trường
chứng khoán Việt Nam, số lượng và khối lượng giao dịch của các nhà đầu tư tham
gia lướt sóng tạm thời trên thị trường khá cao, dẫn đến sức ép cho hành vi thiển cận
càng cao. Khi các nhà quản trị có hành vi thiển cận, họ có thể dễ dàng bỏ qua các cơ
hội đầu tư tốt, mang lại giá trị công ty trong dài hạn mà theo đuổi kết quả kinh doanh
trong ngắn hạn. Giải thích này cũng được đề xuất bởi nghiên cứu của Fang (2012),
kết luận rằng có một mối tương quan âm có ý nghĩa mạnh mẽ giữa thanh khoản thị
trường chứng khoán và sự đầu tư đổi mới. Trong đó, Fang cũng cho rằng, chính hành
vi thiển cận của nhà quản lý dẫn đến hi sinh những cơ hội đầu tư tốt để đánh đổi bằng
tăng trưởng trong ngắn hạn, đặc biệt đối với các công ty có lợi nhuận thấp và ở các
thị trường có tính chất tạm thời (transisent) cao.
Tác động của Tobin’s Q thì không đồng nhất ở ba phương trình hồi quy với ba định
nghĩa khác nhau của đầu tư, đối với các định nghĩa 2 và 4, Tobin’s Q có mối tương
quan dương có ý nghĩa ở mức 5% với đầu tư, có thể thấy đầu tư tại các doanh nghiệp
lớn ở Việt Nam bị tác động nhiều từ cơ hội và triển vọng tăng trưởng, và Tobin’Q
trong trường hợp này là một đại diện tốt cho tập hợp cơ hội đầu tư, điều này phù hợp
với lý thuyết Q trong đầu tư. Tuy nhiên, ở định nghĩa 3, đầu tư được đo lường thông
qua sự tăng lên trong hàng tồn kho, Tobin’s Q thể hiện một mối tương quan âm với
đầu tư, điều này hàm ý các cơ hội đầu tư tăng làm sút giảm trong hàng tồn kho,
nhưng hệ số ước lượng cho mối tương quan này chỉ có ý nghĩa ở mức 10%.
Đòn bẩy nợ được sử dụng trong mô hình (1) như một biến kiểm soát cho độ nhạy cảm
đầu tư – dòng tiền. Mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê giữa nợ và đầu tư là
như kỳ vọng lý thuyết. Những doanh nghiệp sử dụng nợ nhiều thường có liên quan với
việc tăng chi tiêu đầu tư. Các lý giải lý thuyết có thể bắt nguồn từ vấn đề lợi ích tấm
chắn thuế từ nợ, qua đó việc sử dụng đòn bẩy nợ cao sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp.

41

Rủi ro luôn song hành với lợi nhuận, việc sử dụng nhiều nợ sẽ làm tăng khả năng xảy
ra kiệt quệ tài chính khi dòng tiền hoạt động của công ty vượt quá nhu cầu cho các cơ
hội đầu tư sinh lợi của nó. Kết quả hồi quy với mối tương quan đồng biến giữa nợ và
đầu tư cũng đã được tìm thấy trong nhiều nghiên cứu thực nghiệm như đã được đề cập
trong phần lý thuyết. Ví dụ, mối tương quan dương của nợ - đầu tư trong vai trò kiểm
soát mô hình đầu tư (1) ở đây tương đồng với kết quả nghiên cứu của Bo và Sterken
(2002) về sự ảnh hưởng chéo của lãi suất cấp độ công ty (lãi suất được chi trả bởi công
ty) và kết quả cho thấy đầu tư nhiều hơn trong những công ty sử dụng nhiều nợ. Tuy
nhiên, vẫn có một số nghiên cứu cho kết quả trái chiều về mối tương quan giữa đòn
bẩy nợ và đầu tư, tiêu biểu là nghiên cứu của Munoz (2012) và Aivazian và đồng sự
(2005). Các nghiên cứu này có kết quả cho thấy đòn bẩy nợ có tương quan âm có ý
nghĩa đến đầu tư với luận điểm cho rằng đó là bằng chứng của kênh đầu tư quá mức.
Các nghiên cứu này lập luận rằng các công ty với mức đòn bẩy cao hơn sẽ đòi hỏi
một dòng tiền lớn để trả lãi và vốn gốc, do đó giảm vốn đầu tư vào các dự án mới.
Kết quả hồi quy cũng cho thấy dòng tiền (Cash flow) có tương quan dương và có ý
nghĩa mạnh mẽ đến đầu tư. Kết quả cho thấy chiều tương quan, độ lớn của hệ số và
mức ý nghĩa dòng tiền tương tự như nghiên cứu của Almeida và Campello (2007).
Việc dự đoán rằng đầu tư nhạy cảm với lượng tiền mặt trong công ty có thể được lý
giải dựa trên một số lý thuyết tài chính. Theo lý thuyết đại diện, các giám đốc có xu
hướng đầu tư quá mức để đạt được những lợi ích cá nhân. Các thị trường vốn bên
ngoài, ở một chừng mực nào đó, sẽ giới hạn khả năng của các giám đốc trong việc theo
đuổi các mục tiêu này. Do đó, sự thừa thãi của dòng tiền mặt trong công ty đưa đến hệ
quả là các giám đốc sẽ đầu tư nhiều hơn và dẫn đến đầu tư quá mức dựa trên nguồn
này, luận điểm này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Fazzari và đồng sự, (1988).
Còn theo lý thuyết bất cân xứng thông tin, bản thân các giám đốc này hạn chế nguồn
tài trợ bên ngoài nhằm tránh việc phát hành các cổ phiếu bị đánh giá thấp. Dòng tiền
mặt sẽ làm gia tăng đầu tư và do đó giảm thiểu sự đầu tư dưới mức. Tuy nhiên, các lý

42

thuyết trên không giải thích tốt trong thực tế. Để kiểm tra xem dòng tiền có liên quan
đến các ràng buộc tài chính (financial contrainst) hay không, tôi sử dụng nghiên cứu
của Bond và đồng sự (2003), để ước tính mối quan hệ giữa EBIT và dòng tiền. Kết quả
hồi quy với dữ liệu này cho thấy một mối quan hệ tích cực và mạnh mẽ giữa chúng,
điều này thực sự hỗ trợ việc sử dụng dòng tiền làm thước đo cho ràng buộc tài chính.
Bảng 2: K t quả ớc l ng sử dụng kh i l ng giao d ch (Trading Vol.) l một th ớc o về thanh
khoản.
Bảng này đưa ra kết quả ước lượng dữ liệu bảng với biến công cụ là hai độ trễ của sai phân bậc nhất
của Tobin’s Q và sai phân bậc nhất của các biến độc lập khác gồm Trading Vol., Leverage và Cash
Flow. Hồi quy này cũng bao gồm hiệu ứng cố định (Fixed effect) ở cấp độ công ty, cùng với việc làm
vững các giả định (robust standard errors and clustered by firm) nhằm loại bỏ hiệu ứng phương sai
thay đổi (heteroscedasticity) và tương quan chuỗi thời gian ở cấp độ công ty. Mẫu quan sát bao gồm dữ
liệu theo năm của 366 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến
2013, và đảm bảo yêu cầu mỗi công ty phải có dữ liệu dài hơn 5 kỳ liên tiếp. Tất cả các biến được hiệu
chỉnh bằng kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorization) ở mức 1% để giảm thiểu ảnh hưởng của các ngoại
lai ở mỗi đuôi có thể cho kết quả giả mạo. Các biến phụ thuộc bao gồm tăng trưởng trong tổng tài sản
(Total asset), tăng trưởng trong tài sản cố định (PPE), tăng trưởng trong hàng tồn kho (Inventory) và
Chi tiêu vốn (Capex) được xác định theo

)/ . Các biến kiểm soát bao gồm

Trading Vol. được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ phiếu
đang lưu hành, Leverage được xác định bằng Tổng nợ/Tổng tài sản, Tobin’s Q được xác định bằng
(Vốn hóa thị trường + Tổng nợ)/Tổng tài sản, và Cash Flow được xác định bằng (EBIT+ Khấu
hao)/Tổng tài sản.

43

Bảng 2 (ti p theo)
Total asset
(1)
0.0916
(0.1277)

PPE
(2)
2.4873**
(1.229)

Inventory
(3)
-0.4127*
(0.2126)

Capex
(4)
0.1632**
(0.0691)

2.5612
(3.5319)

-5.1737*
(26.3472)

7.9354
(5.2822)

-3.8677***
(1.4553)

Leverage

1.6864***
(0.1369)

1.3328**
(0.6508)

2.0591***
(0.2314)

0.1677***
(0.0552)

Cash Flow

1.5309***
(0.1359)

1.0401**
(0.7525)

2.189***
(0.2317)

0.1844***
(0.0636)

Observations
Number of firms
Hansen test (p value)
Underidentification test (P-val)

1001
366
0.0367
0.0013

1001
366
0.4975
0.0013

1001
366
0.2027
0.0013

1001
366
0.4392
0.0013

Weak-instrument-robust inference
(minimum P-value)

0.0684

0.0662

0.0457

0.0712

Biến giải thích:
Tobin's Q
Trading Vol.

Sai số chuẩn được làm vững các giả định (Robust standard errors and clustered by firm) được trình
bày trong ngoặc
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Bảng 3 trình bày kết quả ước lượng với biến khối lượng giao dịch điều chỉnh theo
ngành đại diện cho thanh khoản. Kết quả ước lượng sử dụng khối lượng giao dịch điều
chỉnh theo ngành đối với các định nghĩa khác nhau của đầu tư cho các kết quả hồi quy
tương tự với kết quả hồi quy sử dụng khối lượng giao dịch ở mức độ chiều tác động, hệ
số và mức độ ý nghĩa cho phần lớn các biến độc lập. Điều đáng chú ý là hệ số ước
lượng và mức ý nghĩa của biến khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành tương tự
với kết quả ước lượng sử dụng khối lượng giao dịch đại diện cho thanh khoản, cho thấy
rằng doanh nghiệp nào có khối lượng giao dịch cao hơn trung bình ngành thì có đầu tư
lại thấp hơn hơn. Kết quả này hoàn toàn không phù hợp với các nghiên cứu của Munoz
(2012), Polk và Sapienza (2009), Gilchrist và đồng sự (2005), Butler và đồng sự (2005)
and về tác động của thanh khoản thị trường và thanh khoản theo ngành lên đầu tư ở cấp

44

độ công ty. Tiêu biểu, kết quả nghiên cứu của Munoz (2012) cũng cho thấy rằng tác
động của thanh khoản, đo lường bằng khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành, có
tương quan dương có ý nghĩa lên đầu tư ở cấp độ công ty, chứng tỏ rằng doanh nghiệp
nào có khối lượng giao dịch cao hơn so với trung bình ngành thì có mức đầu tư cao
hơn. Tuy nhiên, kết quả hồi quy này tương ứng với kết quả hồi quy sử dụng khối lượng
giao dịch chưa điều chỉnh, và điều này hoàn toàn dễ dàng giải thích cho sự khác biệt.
Chính sự khác biệt trong thước đo đầu tư, đặc trưng của thị trường chứng khoán Việt
Nam (kinh doanh lướt sóng) và hành vi thiển cận của các nhà quản lý dưới áp lực duy
trì kết quả kinh doanh ngắn hạn đã dẫn đến sự đối lập trong kết quả hồi quy của tôi so
với các nghiên cứu trước đó.
Kết quả cho các biến độc lập còn lại vẫn được duy trì, trong đó đáng chú ý hơn cả là
tác động của biến đòn bẩy (Leverage) và biến dòng tiền (Cash Flow) vẫn giữ được tác
động dương với mức ý nghĩa cao lên đầu tư. Điều này khẳng định mức độ ảnh hưởng
sâu sắc của đòn bẩy nợ và dòng tiền lên đầu tư thực ở các doanh nghiệp Việt Nam. Kết
quả hồi quy với Tobin’s Q cũng cho thấy tác động dương với mức ý nghĩa không cao
lên đầu tư với ba định nghĩa về tăng trưởng trong tài sản cố định, hàng tồn kho và chi
tiêu vốn, không có ý nghĩa với phương trình hồi quy tổng tài sản tương tự với kết quả
hồi quy ở Bảng 3. Tôi cũng lưu ý rằng, hồi quy phương trình (1), với biến phụ thuộc
đầu tư là tăng trưởng trong tổng tài sản có giá trị p-value của kiểm định Hansen < 0..
Kết quả này tương tự với hồi quy ảnh hưởng của khối lượng giao dịch lên biến phụ
thuộc là tổng tài sản được trình bày ở Bảng 3. Tương tự, tiếp theo nghiên cứu này cũng
sẽ không xem xét đến định nghĩa 1 về đầu tư như sự tăng lên trong tổng tài sản trong
các hồi quy tiếp theo sử dụng khối lượng giao dịch điều chỉnh theo ngành là thước đo
thanh khoản. Với ba định nghĩa còn lại của đầu tư, các kiểm định về điều kiện ràng
buộc về overidentification (overidentification restriction) và kiểm định độ vững của tập
hợp biến công cụ điều cho kết quả tốt.

45

Bảng 3: K t quả ớc l ng sử dụng kh i l ng giao d ch iều chỉnh theo ng nh (Trading
Vol/Ind) l một th ớc o về thanh khoản
Bảng này đưa ra kết quả ước lượng dữ liệu bảng với biến công cụ là hai độ trễ của sai phân bậc nhất
của Tobin’s Q và sai phân bậc nhất của các biến độc lập khác gồm Trading Vol./Ind, Leverage và Cash
Flow. Hồi quy này cũng bao gồm hiệu ứng cố định (Fixed effect) ở cấp độ công ty, cùng với việc làm
vững các giả định (robust standard errors and clustered by firm) nhằm loại bỏ hiệu ứng phương sai
thay đổi (heteroscedasticity) và tương quan chuỗi thời gian ở cấp độ công ty. Mẫu quan sát bao gồm dữ
liệu theo năm của 366 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2008 đến
2013, và đảm bảo yêu cầu mỗi công ty phải có dữ liệu dài hơn 5 kỳ liên tiếp. Tất cả các biến được hiệu
chỉnh bằng kỹ thuật biến đổi Winsor (winsorized) ở mức 1% để giảm thiểu ảnh hưởng của các ngoại
lai ở mỗi đuôi có thể cho kết quả giả mạo. Các biến phụ thuộc bao gồm tăng trưởng trong tổng tài sản
(Total asset), tăng trưởng trong tài sản cố định (PPE), tăng trưởng trong hàng tồn kho (Inventory) và
Chi tiêu vốn (Capex) được xác định theo

)/ . Các biến kiểm soát bao gồm

Trading Vol./Ind được xác định là số lượng cổ phiếu giao dịch trung bình năm điều chỉnh với số cổ
phiếu giao dịch trung bình ngành cùng kỳ, Leverage được xác định bằng Tổng nợ/Tổng tài sản,
Tobin’s Q được xác định bằng (Vốn hóa thị trường + Tổng nợ)/Tổng tài sản, và Cash Flow được xác
định bằng (EBIT+ Khấu hao)/Tổng tài sản.

46

Bảng 3 (ti p theo)
Total asset
(1)
0.1206
(0.0967)

PPE
(2)
1.6496*
(0.888)

Inventory
(3)
-0.2913*
(0.1746)

Capex
(4)
0.1021*
(0.0547)

-0.0229*
(0.0124)

-0.1272 **
(0.0877)

-0.0086*
(0.0155)

-0.0067**
(0.0063)

Leverage

1.6518***
(0.1342)

1.4453**
(0.5852)

2.0347***
(0.2272)

0.1791***
(0.0526)

Cash Flow

1.5101***
(0.1359)

1.1623*
(0.7222)

2.2069***
(0.2291)

0.188***
(0.0624)

1001
366
0.0661
0.0013

1001
366
0.1966
0.0013

1001
366
0.0980
0.0013

1001
366
0.1569
0.0013

0.0754

0.0654

0.0531

0.0810

Biến giải thích:
Tobin's Q
Trading Vol./Ind

Observations
Number of firms
Hansen test (p value)
Underidentification test (P-val)
Weak-instrument-robust
inference (minimum P-value)

Sai số chuẩn được làm vững các giả định (Robust standard errors and clustered by firm) được trình
bày trong ngoặc
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Tuy nhiên có một điều đáng lưu ý là khi sử dụng biến đo lường thay đổi trong tổng
tài sản như một phương pháp đo lường đầu tư thì kết quả hồi quy cho cả hai phương
thức đo lường thanh khoản đều thay đổi tuy nhiên không có ý nghĩa mạnh mẽ. Một
sự lý giải hợp lý cho kết quả này, như đã đề cập ở trước đây, là thay đổi trong tổng tài
sản bao gồm đầu tư ở nhiều loại tài sản với mức độ hiệu quả của các loại này khác
nhau, điều này làm cho tác động của tính thanh khoản trở thành trung bình trong
nhiều loại đầu tư khác nhau. Hơn nữa, sự thay đổi trong tổng tài sản bao gồm một số
khoản không nằm trong tầm quản lý của các nhà quản lý. Đối với các mục đó, tác
động của thanh khoản lên đó là không có hiệu lực. Đặc biệt trong trường hợp thị
trường Việt Nam, báo cáo tài chính không được tiêu chuẩn hóa một cách chặt chẽ thì
việc tăng lên trong tổng tài sản có thể đi kèm theo một khoảng tăng tương ứng ở đầu
tổng nợ phải trả, điều này có thể không phản ảnh đúng được tăng thực trong đầu tư
của doanh nghiệp.

47

Một vấn đề khác rất quan trọng đã được đề cập trong cơ sở lý thuyết đó là liệu rằng
kết quả nghiên cứu này có phản ảnh được tác động của việc phát hành cổ phiếu.
Bảng 4 cho thấy kết quả khi thêm sự tương tác giữa một biến giả xác định liệu rằng
công ty có phát hành cổ phiếu hay không và các biến đo lường thanh khoản. Bảng
này được xây dựng từ việc sử dụng hai phương pháp đo lường đầu tư mà kết quả hồi
quy trước đó cho thấy tác động và ý nghĩa mạnh nhất (tốc độ tăng trưởng tài sản cố
định (tài sản, máy móc và thiết bị - PPE) và chi tiêu vốn - Capex), theo công thức
)/

và bao gồm cả hai cách đo lường thanh khoản (khối lượng

giao dịch của công ty - Trading vol. và khối lượng giao dịch của công ty điều chỉnh
ngành - Trading vol./Ind). Có thể thấy rằng tác động của thanh khoản đến đầu tư
không có sự khác biệt trong trường hợp công ty có hay không phát hành cổ phiếu.
Tuy nhiên tác động của thanh khoản lên đầu tư vẫn giữ được chiều hướng và độ lớn.
Bằng chứng này phủ định hoàn toàn lập luận của kênh truyền dẫn xem thanh khoản
thúc đẩy đầu tư công ty vì nó khuyến khích phát hành cổ phiếu. Kết quả này ủng hộ
lập luận của kênh dẫn truyền tác động tiêu cực của thanh khoản lên đầu tư, lập luận
của Porter (1992) cho rằng khi phát hành mới, để thu hút các nhà đầu tư lớn có xu
hướng lướt sóng ngắn hạn dựa trên thông tin về kết quả kinh doanh của công ty, các
nhà quản lý thường rơi vào các hành vi thiển cận, hy sinh lợi ích dài hạn từ các dự án
đầu tư tốt mà tập trung duy trì và đẩy cao kết quả kinh doanh trong hiện tại, điều này
làm giảm đầu tư một cách trầm trọng. Đối với một thị trường chứng khoán đang phát
triển như thị trường chứng khoán Việt Nam, sự tham gia mạnh mẽ của các nhà đầu tư
lướt sóng nội địa và khối ngoại vượt trội hơn hẳn các nhà đầu tư chiến lược nắm dữ
dài hạn thì tác động theo cơ chế trên là hoàn toàn không thể tránh khỏi. Lưu ý rằng
dữ liệu trong thời kỳ quan sát của nghiên cứu này trong giai đoạn từ 2008 đến 2013 ở
thị trường Việt Nam là giai đoạn khủng hoảng và hậu khủng hoảng, thanh khoản thị
trường trầm lắng và việc phát hành cổ phần mới trong giai đoạn này là không đáng
kể, có thể do đó không có đủ bằng chứng để kết luận được tác động của việc phát