Tải bản đầy đủ
CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Tải bản đầy đủ

27

4.2. Mô tả thống kê các biến giải thích và quyết định đầu tƣ
Bảng 4.2 trình bày tóm tắt mô tả thống kê các biến sử dụng trong nghiên
cứu. Thứ nhất, giá trị trung bình của đầu tƣ thuần trên tài sản cố định là 0.284, độ
lệch chuẩn là 0.648 cho thấy giá trị này gấp 2.28 lần giá trị trung bình. Thứ hai,
biến dòng tiền (Cash Flow) thể hiện dòng tiền nội bộ sẵn có của công ty trung
bình là 0.38. Thứ ba, giá trị trung bình của Tobin’s Q là 1.513 phản ánh cơ hội
tăng trƣởng mạnh của các công ty Việt Nam trong giai đoạn 2008-2013. Giá trị
trung bình của tổng nợ trên tổng tài sản là 0.498, trong khi giá trị trung bình của
nợ dài hạn trên tổng tài sản là 0.0957. Điều này chứng tỏ nợ dài hạn chiếm một
tỷ lệ nhỏ trong tổng nợ, các công ty trong mẫu nghiên cứu chủ yếu sử dụng nợ
ngắn hạn để tài trợ cho đầu tƣ. Cuối cùng, chỉ số doanh thu thuần trên tài sản cố
định trung bình là 7.212, trong khi trung vị là 4.476 chứng tỏ các công ty phi tài
chính Viêt Nam có doanh thu lớn, tạo điều kiên cho các nhà quản lý thực hiên
các quyết định đầu tƣ.
Kết quả của kiểm định Jarque-Bera cho thấy các dữ liệu nghiên cứu đều
không có phân phối chuẩn. (Giả thiết: H0: Dữ liệu có phân phối chuẩn/ H1: Dữ
liệu không có phân phối chuẩn, Pvalue < 5% => bác bỏ H0).
Hình dạng đồ thị đều nhọn do Kurtosis > 0, phần lớn các dữ liệu là lệch bên
trái tung độ (do Skewness nhận giá trị dƣơng).

28

Bảng 4.2: Mô tả các biến nghiên cứu
INV

CASH_FLOW TOBIN_S_Q

LEV1

LEV2

SALE

Trung bình (Mean)

0.284057

0.380422

1.513135

0.498413

0.095732

7.212403

Trung vị (Median)

0.133815

0.207870

1.359984

0.522608

0.031894

4.476010

Tối đa (Maximum)

10.81961

5.260782

6.832825

0.977907

0.718046

89.74482

Tối thiểu (Minimum)

-1.815983

-2.659088

0.049377

0.008615

0.000000

0.003705

Độ lệch chuẩn (Std. Dev.)

0.648823

0.595642

0.730424

0.225793

0.137182

8.655593

Độ bất cân xứng (Skewness) 8.246021

2.431035

1.913169

-0.201284

1.883617

3.452094

Độ nhọn (Kurtosis)
110.5429
Giá trị phân phối chuẩn
540084.7
(Jarque-Bera)
Mức ý nghĩa (Probability)
0.000000

18.04734

9.523431

1.984314

6.129270

23.15110

11409.09

2609.568

54.46159

1094.288

20701.64

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

Tổng giá trị (Sum)
311.0426
Tổng bình phƣơng các sai số
460.5433
(Sum Sq. Dev.)
Quan sát (Observations)
1095

416.5616

1656.883

545.7623

104.8264

7897.581

388.1398

583.6699

55.77463

20.58796

81961.70

1095

1095

1095
1095
1095
Nguồn: Tính toán của tác giả từ Eview 8

29

Bảng 4.3: Phân tích tƣơng quan biến
INV

CASH_FLOW

TOBIN_S_Q

LEV1

LEV2

SALE

INV

1.000000

-

-

-

-

-

CASH_FLOW

0.184263

1.000000

-

-

-

-

TOBIN_S_Q

0.052602

0.186283

1.000000

-

-

-

LEV1

-0.016710

-0.257914

0.210009

1.000000

-

-

LEV2

-0.039181

-0.243536

0.134756

0.500888

1.000000

-

SALE

0.187517

0.467654

-0.003814

0.056608

-0.308902

1.000000

Nguồn: Tính toán của tác giả từ Eview 8

30

Bảng 4.3 xem xét sự tƣơng quan giữa các biến trong mô hình hồi quy giữa
đầu tƣ và đòn bẩy tài chính. Kết quả cho thấy tồn tại mối tƣơng quan âm giữa
đòn bẩy tài chính (LEV1, LEV2) và đầu tƣ. Các biến dòng tiền (CASH FLOW),
Tobin’Q, doanh thu thuần (SALE) có tƣơng quan dƣơng với đầu tƣ. Mối tƣơng
quan này đều giống với kết quả nghiên cứu của Varouj A. Aivazian et al. (2005).
Có thể có một khả năng tƣơng quan cao giữa các biến độc lập. Ví dụ, Tobin’Q
đại diện cho cơ hội tăng trƣởng có thể ảnh hƣởng đến đòn bẩy tài chính của công
ty. Triển vọng tăng trƣởng của công ty bắt nguồn từ sự tăng lên của nhu cầu đầu
tƣ, tao ra sự gia tăng đầu tƣ. Sự thay đổi nhƣ vậy có thể ảnh hƣởng đến việc cung
cấp tài chính cho công ty để mở rộng triển vọng phát triển. Mối tƣơng quan cao
giữa các biến độc lập có thể ảnh hƣởng đến hiệu quả của các hệ số ƣớc lƣợng.
Do đó, tác giả sẽ kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến của mô hình.

4.3. Phân tích kết quả kiểm định mô hình hồi quy
4.3.1.

Kết quả hồi quy theo công thức 1:

Để kiểm định mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, đặc biệt
là tác động của biến đòn bẩy tài chính đến biến đầu tƣ, tác giả tiến hành hồi quy
theo công thức sau đây:
Ii,t/Ki,t-1 = α + λt + β(CFi,t/Ki,t-1) + δQi,t-1 + ηLEVERAGEi,t-1 + φ(SALEi,t-1/Ki,t-1) +
μi + εi,

31

Bảng 4.4: Bảng tổng hợp hồi quy theo công thức 1 (phƣơng pháp đòn bẩy tài chính thứ nhất)
Leverage = (Total liabilities/Total asset)
Pooled OLS
0.102*
C

LEV1
Cash Flow
Tobin’s Q
Sale
R-squared
Adjusted R-squared
Prob(F-statistic)
Durbin-Watson stat
Observations

(1.74)
0.014
(0.15)
0.121***
(3.00)
0.035
(1.24)
0.010***
(3.86)
0.047721
0.044226
0.000000
1.769739
1095

Fixed effect
0.434***
(3.19)
-1.118***
(-4.39)
0.094*
(1.80)
0.076**
(2.07)
0.036***
(8.24)
0.327601
0.156417
0.000000
2.081653
1095

Random effect
0.123**
(2.01)
-0.052
(-0.52)
0.118***
(2.94)
0.035
(1.23)
0.012***
(4.65)
0.052690
0.049214
0.000000
1.745836
1095

Ghi chú: bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy tác động của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư của các công ty phi tài chính Việt
Nam. Hồi quy dữ liệu bảng của 219 công ty dựa trên phương pháp đòn bẩy tài chính thứ nhất (tổng nợ/tổng tài sản) và ba mô hình thay
thế (bình phương nhỏ nhất, mô hình Fixed effect, mô hình Random effect). Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ số
hồi quy.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10 %
** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
*** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%

Nguồn: Tính toán của tác giả từ Eview 8

32

Bảng 4.5: Kiểm định Likelihood ratio Test mô hình so sánh Pooled OLS và FEM
(LEV1)
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test

Statistic

d.f.

Prob.

Cross-section F

1.627266

(218,872)

0.0000

Cross-section Chi-square

373.755683

218

0.0000

Cross-section fixed effects test equation:
Dependent Variable: INV
Method: Panel Least Squares
Date: 10/07/14 Time: 21:37
Sample: 2009 2013
Periods included: 5
Cross-sections included: 219
Total panel (balanced) observations: 1095
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

0.102221

0.058472

1.748188

0.0807

CASH_FLOW

0.121628

0.040476

3.004966

0.0027

TOBIN_S_Q

0.034838

0.028046

1.242169

0.2144

LEV1

0.013871

0.093812

0.147858

0.8825

SALE

0.010016

0.002591

3.866314

0.0001

R-squared

0.047721

Mean dependent var

0.279548

Adjusted R-squared

0.044226

S.D. dependent var

0.644849

S.E. of regression

0.630428

Akaike info criterion

1.919721

Sum squared resid

433.2094

Schwarz criterion

1.942545

Log likelihood

-1046.047

Hannan-Quinn criter.

1.928358

F-statistic

13.65560

Durbin-Watson stat

1.769739

Prob(F-statistic)

0.000000

Nguồn: Tính toán của tác giả từ Eview 8

33

Bảng 4.6: Kiểm định Hausman Test mô hình so sánh FEM và REM (LEV1)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: Untitled
Test cross-section random effects
Test Summary

Chi-Sq. Statistic

Chi-Sq. d.f.

Prob.

Cross-section random

74.725544

4

0.0000

Cross-section random effects test comparisons:
Variable

Fixed

Random

Var(Diff.)

Prob.

CASH_FLOW
TOBIN_S_Q
LEV1
SALE

0.093829
0.075980
-1.117668
0.035568

0.118213
0.034567
-0.051616
0.012367

0.001111
0.000556
0.055199
0.000012

0.4644
0.0791
0.0000
0.0000

Cross-section random effects test equation:
Dependent Variable: INV
Method: Panel Least Squares
Date: 09/09/14 Time: 21:41
Sample: 2009 2013
Periods included: 5
Cross-sections included: 219
Total panel (balanced) observations: 1095
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
CASH_FLOW
TOBIN_S_Q
LEV1
SALE

0.433926
0.093829
0.075980
-1.117668
0.035568

0.135950
0.052256
0.036716
0.254827
0.004318

3.191794
1.795563
2.069385
-4.385988
8.238000

0.0015
0.0729
0.0388
0.0000
0.0000

Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.327601
0.156417
0.595923
309.6687
-862.2416
1.913736
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

0.284057
0.648823
1.982177
3.000138
2.367365
2.081653

Nguồn: Tính toán của
tác giả từ Eview 8
Nguo

34

Bảng 4.4 trình bày kết quả hồi quy phƣơng trình đầu tƣ cho toàn bộ mẫu
dựa trên phƣơng pháp tính đòn bẩy tài chính thứ nhất (Tổng nợ/ Tổng tài sản) và
3 phƣơng pháp hồi quy. Từ kết quả của bảng 4.5, 4.6, ta chọn đƣợc phƣơng pháp
hồi quy thích hợp nhất và xem xét đƣợc ý nghĩa của các hệ số hồi quy.
Thứ nhất, dựa vào kiểm định Likelihood ratio để lựa chọn mô hình thích
hợp hơn giữa Pooled OLS và Fix effect. Giả thiết H0: mô hình Pooled OLS phù
hợp hơn mô hình Fixed effect. Nếu giá trị P-value > α (mức ý nghĩa) thì chấp
nhận giả thiết H0. Bảng 4.8 trình bày giá trị P-value = 0.0000 < α = 0.01, điều
này cho thấy mô hình Fixed effect phù hợp hơn.
Thứ hai, dựa vào kiểm định Hausman để xem xét giữa Fixed effect và
Random effect thì mô hình nào phù hợp hợn. Giả thiết H 0: mô hình Random
effect phù hợp hơn mô hình Fixed effect. Nếu P-value > α (mức ý nghĩa) thì chấp
nhận giả thiết H0. Bảng 4.9 trình bày giá trị P-value = 0.0000 < α = 0.01, điều
này cho thấy mô hình Fixed effect phù hợp hơn.
Thứ ba, giá trị Durbin – Watson của cả ba phƣơng pháp hồi quy đều nằm
trong giới hạn: 1< Durbin–Watson <3, do đó mô hình không có hiện tƣợng tự
tƣơng quan nhiễu.
Tiếp theo, ta xem xét kết quả ƣớc lƣợng để thấy đƣợc tác động của các biến
độc lập đến đầu tƣ (do mô hình Fixed effect đƣợc kiểm định là phù hợp nhất nên
tác giả sẽ dựa vào kết quả của mô hình này để giải thích):
Hệ số chặn C: cho biết luôn tồn tại một tỷ lệ đầu tƣ nhất định là 43.4%
trong giai đoạn nghiên cứu không phụ thuộc vào các tác động.
Đòn bẩy tài chính của năm trƣớc có tác động ngƣợc chiều tới quyết định
đầu tƣ của năm nay ở mức ý nghĩa 1%, hệ số hồi quy là -1.118. Điều này có
nghĩa là khi việc sử dụng đòn bẩy tài chính tăng thêm 1 đơn vị sẽ làm đầu tƣ
giảm 1.118 đơn vị. Tác động nghịch biến này có thể do nguyên nhân sau: Theo

35

nghiên cứu của Myer (1977), chính những mâu thuẫn giữa nhóm cổ đông, nhà
quản lý và các trái chủ trong một công ty có sử dụng nợ vay có thể làm giảm
động cơ đầu tƣ vào những cơ hội kinh doanh có NPV dƣơng. Vì họ lo sợ những
lợi ích từ các dự án sẽ thuộc về tay trái chủ. Chính điều này đã dẫn đến vấn đề
“đầu tƣ dƣới mức”. Theo Jensen (1986), Stulz (1990), các giám đốc vì lợi ích
bản thân thƣờng có xu hƣớng mở rộng quy mô công ty, thậm chí thực hiện
những dự án gây hại đến lợi ích của cổ đông dẫn đến “đầu tƣ quá mức”. Nhƣ
vậy, trong trƣờng hợp này doanh nghiệp tăng sử dụng nợ vay sẽ hạn chế đƣợc
vấn đề đầu tƣ quá mức, do đó sẽ hạn chế lãng phí dòng tiền tƣ do của doanh
nghiệp vào các dự án không sinh lợi. Các doanh nghiệp do áp lực trả nợ lớn, lo
ngại không đáp ứng đƣợc các cam kết nợ nên doanh nghiệp hạn chế sử dụng nợ
vay đầu tƣ, do vậy các công ty có đòn bẩy tài chính càng nhiều thì càng đầu tƣ ít.
Kết quả này phù hợp với giả thiết 1 của bài nghiên cứu.
Dòng tiền nội bộ năm trƣớc có tác động cùng chiều đến quyết định đầu tƣ
của năm nay ở mức ý nghĩa 10%. Hệ số hồi quy bằng 0.094. Khi dòng tiền nội
bộ tăng thêm 1 đơn vị sẽ làm đầu tƣ tăng thêm 0.094 đơn vị. Theo nghiên cứu
gốc, các tác giả cho rằng dòng tiền là yếu tố quan trọng quyết định đến cơ hội
tăng trƣởng của công ty. Nếu công ty có đủ dòng tiền nội bộ, họ có thể tận dụng
cơ hội đầu tƣ. Khi công ty có dòng tiền nội bộ càng nhiều thì họ không phải phụ
thuộc vào nguồn tài trợ bên ngoài, do đó họ càng có cơ hội đầu tƣ nhiều và đầu
tƣ vào các dự án tốt. Kết quả này đúng với kỳ vọng của tác giả.
Tobin’s Q của năm trƣớc tác động cùng chiều đến quyết định đầu tƣ của
năm nay với mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy là 0.076, điều này có ý nghĩa rằng
khi cơ hội tăng trƣởng tăng thêm 1 đơn vị sẽ làm đầu tƣ tăng thêm 0.076 đơn vị.
Khi công ty có cơ hội tăng trƣởng trong tƣơng lai, họ sẽ có nhiều cơ hội đầu tƣ
và sẽ thực hiện đầu tƣ nhiều hơn.

36

Doanh thu thuần có tác động thuận chiều lên đầu tƣ với mức ý nghĩa đáng
kể 1%. Hệ số hồi quy là 0.036. Kết quả này cho thấy nếu công ty sử dụng hiệu
quả tài sản cố định và giúp tạo ra doanh số cao hơn thì công ty sẽ quyết định đầu
tƣ thêm vào tài sản cố định.
Bảng 4.7 trình bày tổng hợp kết quả hồi quy phƣơng trình đầu tƣ cho toàn
bộ mẫu dựa trên phƣơng pháp tính đòn bẩy tài chính thứ hai (Nợ dài hạn/ Tổng
tài sản) và 3 phƣơng pháp hồi quy. Qua hai kiểm định Likelihood ratio và
Hausman để lựa chọn mô hình thích hợp, kết quả cho thấy mô hình Fixed effect
phù hợp hơn.
Đòn bẩy tài chính tác động nghịch chiều đến quyết định đầu tƣ của công ty,
hệ số ƣớc lƣợng bằng -2.547 với mức ý nghĩa 1 %. Các biến dòng tiền (CF). cơ
hội tăng trƣởng (Tobin’s Q), doanh thuc (Sale) đều có tác động cùng chiều đến
quyết định đầu tƣ. Qua đó ta thấy các kết quả hồi quy theo phƣơng pháp tính đòn
bẩy tài chính thứ hai đều đúng với kỳ vọng của bài nghiên cứu và tƣơng tự với
kết quả hồi quy phƣơng trình đầu tƣ theo phƣơng pháp tính đòn bẩy tài chính thứ
nhất.

37

Bảng 4.7: Tổng hơp kết quả hồi quy theo phƣơng pháp đòn bẩy tài chính thứ hai
Leverage = (Long term debt/Total asset)
Pooled OLS
0.094*
C

LEV2
Cash Flow
Tobin’s Q
Sale
R-squared
Adjusted R-squared
Prob(F-statistic)
Durbin-Watson stat
Observations

(1.94)
0.147
(0.99)
0.125**
(3.31)
0.0315
(1.162)
0.011***
(4.15)
0.048552
0.045061
0.000000
1.772403
1095

Fixed effect
0.146**
(2.06)
-2.547***
(-7.34)
0.109**
(2.13)
0.071**
(2.07)
0.032***
(7.63)
0.352707
0.187914
0.000000
2.106680
1095

Random effect
0.099**
(1.99)
0.036
(0.23)
0.127***
(3.39)
0.030
(1.10)
0.012***
(4.72)
0.052885
0.049409
0.000000
1.749175
1095

Ghi chú: bảng 4.7 trình bày kết quả hồi quy tác động của đòn bẩy tài chính lên quyết định đầu tư của các công ty phi tài chính Việt
Nam. Hồi quy dữ liệu bảng của 219 công ty dựa trên phương pháp đòn bẩy tài chính thứ hai (nợ dài hạn/tổng tài sản) và ba mô hình
thay thế (bình phương nhỏ nhất, mô hình Fixed effect, mô hình Random effect). Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn, dưới các hệ
số hồi quy.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 10 %
** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
*** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả từ Eview 8 (Theo Phụ lục 2)