Tóm tắt Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Bất hoàn hảo tài chính, tính bất định và đầu tư của doanh nghiệp – bằng chứng từ các nền kinh tế mới nổi

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:34

Thêm vào BST

Báo xấu

6
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ Kinh tế "Bất hoàn hảo tài chính, tính bất định và đầu tư của doanh nghiệp – bằng chứng từ các nền kinh tế mới nổi" được nghiên cứu với mục tiêu: Phân tích ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT của DN.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tóm tắt Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Bất hoàn hảo tài chính, tính bất định và đầu tư của doanh nghiệp – bằng chứng từ các nền kinh tế mới nổi

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN NGỌC THỤY VY BẤT HOÀN HẢO TÀI CHÍNH, TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ ĐẦU TƯ CỦA DOANH NGHIỆP – BẰNG CHỨNG TỪ CÁC NỀN KINH TẾ MỚI NỔI Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng (Tài chính) Mã số: 9340201 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP. Hồ Chí Minh – 2024
Công trình được hoàn thành tại: Trường đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh Ngường hướng dẫn khoa học: PGS. TS. Nguyễn Thị Liên Hoa Phản biện 1: ………………………………………………………….............. Phản biện 2: ……………………………………………………...................... Phản biện 3: ……………………………………………………...................... Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận án cấp trường họp tại: …………………………………………………………………….................. Vào hồi …… giờ …… ngày …… tháng …… năm …… Có thể tìm hiểu luận án tại thư viện: ……………………………………………………………………….............. ……………………………………………………………………….............. ……………………………………………………………………….............. ……………………………………………………………………….............. ……………………………………………………………………….............. ………………………………………………………………………..............
Trang 1 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1. ĐỘNG CƠ NGHIÊN CỨU Đầu tư (ĐT) của doanh nghiệp (DN) là chủ đề trọng tâm trong các nghiên cứu về lý thuyết kinh tế. Vai trò của bất hoàn hảo tài chính và ảnh hưởng của tính bất định là hai chủ đề thường được thảo luận trong dòng nghiên cứu về hành vi đầu tư của doanh nghiệp ở cấp độ vi mô. Dòng nghiên cứu về vai trò của bất hoàn hảo trong thị trường tài chính (gọi tắt là “bất hoàn hảo tài chính”) đối với ĐT cho thấy trong trường hợp thị trường tài chính tồn tại các bất hoàn hảo như tình trạng bất cân xứng thông tin hay vấn đề người đại diện, ĐT của DN sẽ phụ thuộc vào các nguồn tài trợ nội bộ. Tuy nhiên không ít nghiên cứu phản đối việc xem sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền là bằng chứng về ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT. Các nghiên cứu này cho rằng sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền xuất phát từ sai số đo lường trong q – biến đại diện cho cơ hội ĐT. Thị trường tài chính của các quốc gia (QG) mới nổi thường kém phát triển với mức độ bất hoàn hảo tài chính cao hơn các QG phát triển. Cụ thể mức độ bất cân xứng thông tin và vấn đề người đại diện tại các QG mới nổi nghiêm trọng hơn so với các QG phát triển. Tuy nhiên sự phát triển của công nghệ thông tin trong thời gian gần đây được cho là có khả năng cải thiện tính minh bạch và hạn chế tình trạng thông tin bất cân xứng thông tin. Tình huống này liệu có ảnh hưởng đến vai trò của bất hoàn hảo tài chính đối với ĐT? Bên cạnh bất hoàn hảo tài chính, ảnh hưởng của tính bất định đến ĐT cũng là chủ đề nhận được sự quan tâm của giới nghiên cứu. Trong các thành phần của tổng cầu, ĐT của DN là thành phần phản ứng mạnh mẽ nhất trước sự biến động trong tính bất định. Tuy nhiên các nghiên cứu chưa có sự đồng thuận về chiều hướng tác động của tính bất định đến ĐT (Khan và cộng sự, 2020). Không chỉ cung cấp các dự báo trái chiều, các nghiên cứu về ảnh hưởng của tính bất định đến ĐT hiện tại chỉ tập trung chủ yếu vào Hoa Kỳ và các QG phát triển khác như Nhật Bản hay các QG thuộc liên minh Châu Âu. Kết quả nghiên cứu tại các QG phát triển khó có thể khái quát cho các QG mới nổi do sự khác biệt giữa hai nhóm QG này. Một cách riêng biệt, hai dòng nghiên cứu về ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT đều thu hút một lượng lớn nghiên cứu cả về mặt
Trang 2 lý thuyết lẫn thực nghiệm. Tuy nhiên một số nghiên cứu gợi ý ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định ĐT không mang tính riêng mà mang tính tương tác. Mối quan hệ tương tác giữa tính bất định và ĐT của DN tại các QG mới nổi cần được phân tích kỹ lưỡng về mặt thực nghiệm do đặc trưng của các QG này. Đặc trưng thứ nhất của các QG mới nổi là mức độ bất định cao. Tiếp theo các QG mới nổi thường có mức độ bất cân xứng thông tin cao hơn so với các QG phát triển. Bên cạnh đó thị trường tài chính tại các QG mới nổi thường kém phát triển. Hành vi ĐT của DN sẽ bị thay đổi như thế nào khi đối mặt với một thị trường tài chính vận hành kém hoàn hảo với mức độ bất cân xứng thông tin cao và một môi trường có tính bất định cao như tại các QG mới nổi? Việc thiếu vắng bằng chứng thực nghiệm tại các QG mới nổi một phần đến từ hạn chế về dữ liệu tại các QG này cả về mặt số lượng và chất lượng. Luận án này được thực hiện nhằm xem xét về mặt thực nghiệm ảnh hưởng riêng biệt và tương tác của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT của DN tại các nền kinh tế mới nổi. 1.2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU Mục tiêu tổng quát: Phân tích ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT của DN. Mục tiêu cụ thể: (i) Nghiên cứu ảnh hưởng của bất hoàn hoàn hảo tài chính đến ĐT của DN; (ii) Nghiên cứu ảnh hưởng của tính bất định đến ĐT của DN; (iii) Nghiên cứu ảnh hưởng tương tác của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT của DN. 1.3. CÂU HỎI NGHIÊN CỨU (i) Bất hoàn hảo tài chính có ảnh hưởng như thế nào đến ĐT của DN? (ii) Tính bất định có ảnh hưởng như thế nào đến ĐT của DN? (iii) Bất hoàn hảo tài chính và tính bất định có ảnh hưởng tương tác như thế nào đến ĐT của DN? 1.4. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU Đối tượng nghiên cứu: Ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến hành vi ĐT của DN.
Trang 3 Phạm vi nghiên cứu: Luận án được thực hiện với mẫu gồm các DN phi tài chính niêm yết tại 13 QG mới nổi bậc thấp bao gồm Chile, Colombia, Egytpt, India, Indonesia, Kuwait, Pakistan, Philippines, Qatar, Romania, Saudi Arabia, UAE và Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2020. 1.5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Luận án xây dựng mô hình thực nghiệm trong đó bất hoàn hảo tài chính và tính bất định có thể ảnh hưởng đến ĐT dựa trên mô hình lý thuyết của Alfaro và cộng sự (2018) và mô hình thực nghiệm của Baum và cộng sự (2006), Baum và cộng sự (2010), Khan và cộng sự (2020). Trong mô hình này, ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT được thể hiện thông qua sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền. Luận án xem xét tính bất định qua 03 khía cạnh bao gồm: (i) tính bất định nội tại DN, (ii) tính bất định thị trường và (iii) tương tác giữa hai tính bất định này. Để có thể đánh giá ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT của DN, luận án phân chia tình hình tài chính của DN dựa trên chỉ số KZ theo (Baker và cộng sự, 2003). Bên cạnh chỉ số KZ, luận án sử dụng mô hình chuyển đổi nội sinh theo Maddala và Nelson (1975) để phân loại tình hình tài chính của DN một cách tự động dựa trên một số biến trạng thái của DN. Do sự khác biệt về mặt nội dung, Q trung bình có thể không phải là một biến đại diện tốt cho q biên từ đó dẫn đến vấn đề sai số đo lường trong biến q. Sai số đo lường này khiến mô hình ĐT bị nội sinh. Bên cạnh sai số đo lường trong q, một quan ngại khi phân tích mô hình ĐT theo q có bổ sung các biến tài chính là khả năng tồn tại mối quan hệ đồng thời giữa các biến tài chính này và ĐT. Sự đồng thời trong mối quan hệ giữa các biến trong mô hình cũng có thể dẫn đến hiện tượng nội sinh. Để khắc phục một phần hiện tượng nội sinh gây ra bởi sai số đo lường, nghiên cứu sử dụng thang đo q biên – marginal q theo Gala và cộng sự (2022) thay thế Q trung bình. Bên cạnh đó việc hệ số ước lượng bị chệch do hiện tượng nội sinh có thể được khắc phục bằng cách ước lượng và kiểm định mô hình theo phương pháp GMM hệ thống – System GMM. 1.6. ĐÓNG GÓP MỚI CỦA LUẬN ÁN 1.6.1. Đóng góp về học thuật Thứ nhất, liên quan đến dòng lý thuyết về ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT, luận án cung cấp bằng chứng cho thấy ĐT của DN tại các QG
Trang 4 mới nổi phụ thuộc vào các nguồn tài trợ nội bộ, cụ thể là dòng tiền. Bên cạnh đó, luận án cho thấy sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền tại các DN bị hạn chế tài chính cao hơn hệ số tại các DN không bị hạn chế tài chính. Kết quả về sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền tìm thấy trong luận án cho thấy tại các QG mới nổi, bất hoàn hảo tài chính vẫn có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi ĐT của DN. Đóng góp thứ hai của luận án liên quan đến dòng lý thuyết về ảnh hưởng của tính bất định đến ĐT. Cụ thể luận án cung cấp bằng chứng cho thấy ảnh hưởng tiêu cực của tính bất định đến ĐT của DN tại các QG mới nổi. Mối quan hệ ngược chiều giữa tính bất định và ĐT tại các QG mới nổi cho thấy tại các QG này kênh truyền dẫn dựa trên quyền chọn thực chiếm ưu thế. Đóng góp thứ ba của luận án liên quan đến dòng lý thuyết về tương tác giữa tính bất định và bất hoàn hảo tài chính đến ĐT của DN tại các QG mới nổi ở hai khía cạnh. Thứ nhất luận án cho thấy ảnh hưởng tiêu cực của tính bất định đến ĐT nghiêm trọng hơn tại các DN bị hạn chế tài chính. Thứ hai luận án cung cấp bằng chứng về tác động tăng cường của tính bất định đến sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền của DN tại các QG mới nổi. Kết quả này hàm ý tính bất định làm tăng mức độ bất hoàn hảo trên thị trường tài chính. 1.6.2. Đóng góp về thực tiễn Về mặt thực tiễn, luận án cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến hành vi ĐT của DN tại các QG mới nổi. Bên cạnh đó, bằng chứng về tác động của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT do luận án cung cấp có thể gợi ý một số hàm ý chính sách cho DN và cơ quan quản lý. CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1. LÝ THUYẾT NỀN TẢNG 2.1.1. Đầu tư của doanh nghiệp ĐT của DN có vai trò quan trọng trong nền kinh tế. Tuy nhiên do tính chất phức tạp, cho đến nay giới nghiên cứu vẫn chưa đạt được sự đồng thuận về cách thức mô hình hóa hành vi ĐT của DN. Theo lập luận của Keynes và Fisher, DN tiến hành ĐT đến khi hiện giá thu nhập biên kỳ vọng bằng chi phí cơ hội biên của vốn, hay nói cách khác cho đến khi hiện giá thuần bằng 0. Tỷ suất chiết khấu
Trang 5 khi hiện giá thuần bằng 0 được Fisher gọi là suất sinh lời nội bộ trong khi Keynes là hiệu suất sử dụng biên của vốn. Dựa trên những ý ưởng ban đầu của Keynes và Fisher, những lý thuyết ĐT hiện đại được hình thành và phát triển. Lý thuyết ĐT tân cổ điển của Jorgenson (1963) mô hình hóa ý tưởng của Fisher. Keynes có thể đã ảnh hưởng đến sự hình thành lý thuyết tăng tốc, được Samuelson (1939) ứng dụng trong mô hình kinh doanh thực. Keynes cũng cung cấp ý tưởng để Brainard và Tobin kết hợp kỳ vọng khi xây dựng lý thuyết q (Brainard và Tobin, 1968 và Tobin, 1969). 2.1.2. Bất hoàn hảo tài chính Bất hoàn hảo tài chính được định nghĩa là các yếu tố can thiệp vào các giao dịch trên thị trường tài chính khiến cho dòng vốn khó có thể luân chuyển tự do (Calcagnini và Saltari, 2009). Bất hoàn hảo tài chính thường bắt nguồn từ tình trạng bất cân xứng thông tin và vấn đề ràng buộc thực thi hợp đồng (Claessens và Kose, 2017). Tình trạng thông tin bất cân xứng làm phát sinh chi phí giao dịch và khiến thị trường tài chính vận hành kém hiệu quả ở khía cạnh không phải tất cả các dự án có hiện giá thuần dương đều tìm được nguồn tài trợ (Claessens và Kose, 2017). Bất hoàn hảo tài chính khiến quyết định ĐT phụ thuộc vào quyết định tài trợ. Thị trường tài chính hoàn hảo hàm ý các nguồn tài trợ khác nhau có thể thay thế hoàn hảo cho nhau. Do hoạt động kinh doanh chênh lệch giá nên không có sự khác biệt trong chi phí của các nguồn tài trợ này. Ngược lại, bất hoàn hảo tài chính hàm ý các nguồn tài trợ không thể thay thế hoàn hảo cho nhau. 2.1.3. Sự phụ thuộc của đầu tư theo dòng tiền Các nghiên cứu ban đầu về ĐT nhấn mạnh tác động của bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT của DN. Các nguồn tài trợ bên ngoài trong điều kiện thị trường vốn bất hoàn hảo có thể bị hạn chế về lượng (do tình trạng hạn chế tín dụng) hoặc có thể có chi phí quá cao (do phần bù tài trợ bên ngoài). Khi này các nguồn tài trợ nội bộ trở thành sự lựa chọn hàng đầu khi tìm kiếm nguồn tài trợ cho các khoản ĐT của DN. Sự khác biệt trong chi phí của các nguồn tài trợ dẫn đến lý thuyết trật tự phân hạng khi DN lựa chọn nguồn tài trợ. DN có xu hướng ưu tiên sử dụng các nguồn tài trợ bên trong trước khi xét đến việc sử dụng các nguồn tài trợ bên ngoài. Như
Trang 6 vậy sự hiện diện của bất hoàn hảo tài chính dẫn đến sự phụ thuộc của ĐT theo các nguồn tài trợ nội bộ. Trong các nghiên cứu thực nghiệm, dòng tiền thường được sử dụng làm biến đại diện cho nguồn tài trợ nội bộ (Bond và Van Reenen, 2007). Ảnh hưởng tiêu cực của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT có thể được kiểm định thông qua sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền (Drakos và Kallandranis, 2007, Lensink và cộng sự, 2001). 2.1.4. Tính bất định Trong cơ sở lý thuyết, hai khái niệm tính bất định và rủi ro thường được sử dụng thay thế cho nhau. Thông thường thuật ngữ “tính bất định” sẽ bao hàm cả khái niệm tính bất định và rủi ro (Bloom, 2014, Castelnuovo, 2019). Với định nghĩa tính bất định là sự thiếu chắc chắn về các kết quả trong tương lai, tính bất định có xu hướng tăng mạnh trong giai đoạn nền kinh tế suy thoái và sụt giảm trong giai đoạn tăng trưởng (Bloom, 2014). Cơ sở lý thuyết đề xuất nhiều phương pháp để lượng hóa tính bất định (Bloom, 2014, Dibiasi và Iselin, 2021). Theo Dibiasi và Iselin (2021), các thang đo tính bất định trong cơ sở lý thuyết có thể phân thành 05 nhóm bao gồm: (i) thang đo dựa trên sự bất đồng trong kỳ vọng; (ii) thang đo dựa trên phương sai của sai số dự báo; (iii) thang đo dựa trên phương sai của dự báo về mật độ; (iv) thang đo dựa trên tin tức về tính bất định và (v) thang đo dựa trên biến động trong thị trường tài chính. 2.2. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VÀ XÂY DỰNG GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU 2.2.1. Các nghiên cứu về tác động của bất hoàn hảo tài chính đến đầu tư Ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT của DN có thể được kiểm định thông qua sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền của DN (Drakos và Kallandranis, 2007). Nhiều nghiên cứu đã tập trung kiểm định giả thuyết về nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền như Fazzari và cộng sự (1988), Oliner và Rudebusch (1992), Schaller (1993), Whited (1992), Bond và Meghir (1994), Hubbard và cộng sự (1995), Goergen và Renneboog (2001), Chowdhury và cộng sự (2016), Lewellen và Lewellen (2016), Ağca và Mozumdar (2017), Larkin và cộng sự (2018). Kết quả của các nghiên cứu này cho thấy dòng tiền có khả năng chi phối hành vi ĐT của DN (Lewellen và Lewellen, 2016).
Trang 7 Tuy nhiên sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền không nhất thiết hàm ý DN gặp khó khăn trong việc tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài và phải phụ thuộc vào các nguồn tài trợ nội bộ. Một hệ số có ý nghĩa thống kê của biến dòng tiền có thể chỉ là kết quả của sự khác biệt giữa Q trung bình và q biên, hay nói cách khác từ sai số đo lường trong q. Gần đây về vai trò của bất hoàn hảo tài chính đối với ĐT một số nghiên cứu cho thấy sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền có xu hướng giảm (Chen và Chen, 2012, Larkin và cộng sự, 2018, Moshirian và cộng sự, 2017). Ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT có sự khác biệt đáng kể giữa nhóm QG phát triển và mới nổi (Larkin và cộng sự, 2018). Trong khi khi sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền có sự sụt giảm rõ nét tại các QG phát triển, dòng tiền vẫn là một yếu tố quan trọng giải thích hành vi ĐT của DN tại các QG mới nổi (Larkin và cộng sự, 2018). Với sự hoạt động kém hiệu quả của các trung gian tài chính và trung gian thông tin, mức độ bất cân xứng thông tin trên thị trường tài chính ở các QG mới nổi thường cao hơn các QG phát triển. Trong tình huống này DN càng có nhiều khả năng phụ thuộc vào các nguồn tài trợ nội bộ do các nguồn tài trợ bên ngoài càng trở nên đắt đỏ (với phần bù tài trợ bên ngoài được tính trong chi phí sử dụng vốn) hoặc càng trở nên hiếm hoi (do tình trạng hạn chế tín dụng). Từ các lập luận trên, tác giả xây dựng giả thuyết H1A như sau: Giả thuyết H1A: Tại các QG mới nổi, đầu tư phụ thuộc vào dòng tiền của DN. Để giải quyết vấn đề dòng tiền có thể tương quan với cơ hội ĐT, Fazzari và cộng sự (1988) tiến hành so sánh hành vi ĐT của các nhóm DN khác nhau. Ý tưởng của Fazzari và cộng sự (1988) là xác định các nhóm DN có sự khác biệt trong chi phí huy động các nguồn tài trợ bên ngoài. Do dòng tiền có tương quan với cơ hội ĐT nên dòng tiền có khả năng giải thích hành vi ĐT ngay cả khi không có bất hoàn hảo tài chính. Lý thuyết về bất hoàn hảo tài chính dự báo rằng sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền sẽ lớn hơn tại các DN gặp khó khăn hơn trong việc tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài. Dựa trên các cân nhắc trên, tác giả đề xuất giả thuyết H1B như sau. Giả thuyết H1B: Sự phụ thuộc của đầu tư theo dòng tiền tại các DN bị hạn chế tài chính cao hơn các DN không bị hạn chế tài chính.
Trang 8 2.2.2. Các nghiên cứu về tác động của tính bất định đến đầu tư Về mặt lý thuyết, mối quan hệ giữa tính bất định và ĐT đã được phân tích kỹ lưỡng từ nhiều khía cạnh tuy nhiên về mặt thực nghiệm, dòng nghiên cứu này còn khá hạn. Một số nghiên cứu xem xét về mặt thực nghiệm mối quan hệ giữa tính bất định và ĐT của DN ở cấp độ vi mô có thể kển đến như Leahy và Whited (1996), Guiso và Parigi (1999), Beaudry và cộng sự (2001), Bo (2002), Bond và Cummins (2004), Bo và Lensin (2005), Bloom và cộng sự (2007), Baum và cộng sự (2008), Baum và cộng sự (2010), Kang và cộng sự (2014), Bontempi (2016); Rashid (2011), Gulen và Ion (2016). Phần lớn nghiên cứu giải thích mối quan hệ nghịch biến giữa tính bất định và ĐT của DN dựa trên giả thuyết về tính không thể đảo ngược của ĐT (Aizenman và Marion, 1993, Aizenman và Marion, 1999, Bell và Campa, 1997, Caballero và Pindyck, 1996, Episcopos, 1995, Ferderer, 1993a, Ferderer, 1993b, Leahy và Whited, 1996, Pattillo, 1998, Pindyck, 1988, Pindyck và Solimano, 1993, Price, 1996). Các nghiên cứu khác kiểm định giả thuyết liên quan đến tính không thể đảo ngược của ĐT một cách gián tiếp bằng cách xem xét mối quan hệ giữa tính bất định và ĐT ở những nhóm DN khác nhau hoặc ở những loại dự án ĐT có mức độ khác nhau trong tính chất không thể đảo ngược. Các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa ĐT và tính bất định hầu hết xoay quanh các QG phát triển như Hoa Kỳ và các QG Châu Âu. Theo tìm hiểu của tác giả, số lượng các nghiên cứu tìm hiểu về mặt thực nghiệm ảnh hưởng của tính bất định đến ĐT tại các QG mới nổi còn hạn chế. Một số ít nghiên cứu phân tích tác động của tính bất định đến ĐT của DN tại các QG mới nổi có thể kể đến như An và cộng sự (2016) cho Trung Quốc, Acharya và Sadath (2016) cho Ấn Độ và Rashid và Saeed (2017) cho Pakistan. Tại các QG mới nổi, ĐT thường có mức độ không thể đảo ngược cao do sự kém phát triển của thị trường tài sản đã qua sử dụng (Pels và Kidd, 2012). Theo lý thuyết quyền chọn thực, trong điều kiện ĐT không thể đảo ngược, một sự gia tăng trong tính bất định sẽ làm tăng ngưỡng quyết định ĐT. Với mẫu gồm các QG mới nổi, tác giả kỳ vọng tính bất định có ảnh hưởng tiêu cực đến ĐT của DN. Kỳ vọng này được thể hiện trong giả thuyết H2 như sau. Giả thuyết H2: Tính bất định có ảnh hưởng tiêu cực đến đầu tư của DN.
Trang 9 2.2.3. Các nghiên cứu về tác động tương tác của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến đầu tư Các bằng chứng thực nghiệm ban đầu về tác động tương tác giữa tính bất định và bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT đã khuyến khích các nhà nghiên cứu phát triển mô hình lý thuyết nhằm giải thích mối quan hệ tương tác này. Christiano và cộng sự (2014), Gilchrist và cộng sự (2014), Bonciani và Van Roye (2016), Alfaro và cộng sự (2018), Chatterjee (2018) và Arellano và cộng sự (2019) xây dựng mô hình lý thuyết trong đó tính bất định tương tác tác với bất hoàn hảo tài chính. Mặc dù có sự khác biệt về chi tiết, các mô hình trên đây đều dự báo về tác động tương tác của tính bất định và bất hoàn hảo tài chính. Sự phát triển của các mô hình lý thuyết về tác động tương tác của tính bất định và bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT tạo động lực cho các nghiên cứu xem xét mối quan hệ này về mặt thực nghiệm. Một số nghiên cứu tìm hiểu tác động tương tác của tính bất định và bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT của DN ở cấp độ vĩ mô có thể kể đến như Alessandri và Mumtaz (2019), Caldara và cộng sự (2016), Choi và cộng sự (2018), Choi và Yoon (2019), Lhuissier và Tripier (2021), Popp và Zhang (2016). Không dừng lại ở cấp độ vĩ mô, tác động tương tác giữa tính bất định và bất hoàn hảo tài chính đến ĐT còn được xem xét ở cấp độ vi mô với dữ liệu bảng đến từ nhiều DN. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động tương tác của bất hoàn hảo tài chính và tính bất định đến ĐT ở cấp độ vi mô kể trên thường sử dụng mẫu gồm các QG phát triển chủ yếu là Hoa Kỳ. Carriere-Swaloow và Cespedes (2013) cho thấy hành vi ĐT của DN tại các QG mới nổi khác biệt đáng kể với DN tại các QG phát triển trong điều kiện bất định. Các bất hoàn hảo trên thị trường tài chính tại các QG mới nổi khiến DN tại các QG này gặp khó khăn trong việc tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài (De la Torre và cộng sự, 2017). Với mẫu gồm DN đến từ các QG mới nổi, tác giả kỳ vọng ảnh hưởng tiêu cực của tính bất định đến ĐT sẽ mạnh mẽ hơn tại các DN bị hạn chế tài chính. Vì vậy tác giả đề xuất H3A như sau: Giả thuyết H3A: Ảnh hưởng tiêu cực của tính bất định đến đầu tư tại các DN bị hạn chế tài chính mạnh hơn tại các DN không bị hạn chế tài chính.
Trang 10 Sự gia tăng trong tính bất định có thể trực tiếp làm tăng mức độ bất hoàn hảo tài chính hoặc gián tiếp khuếch đại tác động của bất hoàn hảo tài chính đến nền kinh tế. Đầu tiên, liên quan đến tình trạng bất cân xứng thông tin, sự gia tăng trong tính bất định làm tăng tình trạng thông tin bất xứng giữa các chủ thể kinh tế. Trong điều kiện bất định, nhà quản lý có nhiều động cơ và cơ hội để thao túng số liệu kế toán của DN (Ozili, 2021, Jin và cộng sự, 2019). Không chỉ trực tiếp tác động đến các bất hoàn hảo tài chính, tính bất định còn có khả năng khuếch đại ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT (Castelnuovo, 2019). Trong điều kiện thị trường tài chính kém phát triển như tại các QG mới nổi, nghiên cứu kỳ vọng tính bất định sẽ càng khiến DN tại các QG này khó tiếp cận các nguồn tài trợ bên ngoài và do vậy càng làm tăng sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền. Do vậy luận án đề xuất H3B như sau: Giả thuyết H3B: Tính bất định làm tăng sự phụ thuộc của đầu tư theo dòng tiền. CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1. QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU Luận án được thực hiện theo một quy trình gồm 08 bước bao gồm: (i) xác định mục tiêu nghiên cứu; (ii) khảo cứu cơ sở lý thuyết; (iii) phát triển giả thuyết nghiên cứu; (iv) thiết kế phương pháp nghiên cứu; (v) thu thập dữ liệu; (vi) phân tích dữ liệu; (vii) thảo luận kết quả nghiên cứu và (viii) đề xuất hàm ý chính sách. 3.2. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU Luận án dựa trên ý tưởng của Alfaro và cộng sự (2018) để xây dựng mô hình ĐT theo Baum và cộng sự (2006), Baum và cộng sự (2010) và Khan và cộng sự (2020). Trong mô hình này, giá trị hiện tại của DN bằng với giá trị chiết khấu của dòng cổ tức kỳ vọng chi trả cho cổ đông trong tương lai. Sau khi giải bài toán tối đa hóa giá trị DN, luận án có được phương trình ĐT như sau: 𝐼 𝑖𝑡 1 𝐼 𝑖,𝑡−1 1 𝑅 𝑖𝑡 𝐵 𝑖𝑡 1 𝛩 𝑖𝑡 = 𝑎− + 𝑔 + 𝑄 𝑖𝑡 − − (3.1) 𝐾 𝑖𝑡 𝑏 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝑏(1−𝛿) 𝑏(1−𝛿) 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝑏 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝛩 𝑖𝑡 Phần tử cuối cùng trong phương trình (3.1) đại diện cho ảnh hưởng của 𝐾 𝑖,𝑡−1 bất hoàn hảo tài chính đến hành vi ĐT của DN. Mức độ bất hoàn hảo tài chính 𝛩 𝑖𝑡 mà DN phải đối mặt là một hàm theo tính thanh khoản – dòng tiền và tính 𝐾 𝑖,𝑡−1 bất định của DN như được thể hiện trong phương trình sau:
Trang 11 𝛩 𝑖𝑡 𝐶𝐹 𝑖𝑡 = 𝑐1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝑐2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝑐3 𝜈 𝑖,𝑡−1 + (𝑎1 + 𝑎2 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝑎3 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝑎4 𝜈 𝑖,𝑡−1 ) (3.2) Phương trình (3.2) bao gồm 03 thang đo đại diện cho tính tính bất định lần lượt là (i) tính bất định nội tại DN 𝜂; (ii) tính bất định thị trường 𝜀 và (iii) hiệp phương sai giữa tính bất định nội tại và tính bất định thị trường 𝜈. Luận án thiết lập mô hình hồi quy bằng cách thế phần tử đại diện cho mức độ bất hoàn hảo tài 𝛩𝑡 chính trong phương trình (3.1) bằng phương trình (3.2). Cụ thể như sau: 𝐾 𝑡−1 𝐼 𝑖𝑡 𝐼 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹 𝑖𝑡 𝐵 𝑖,𝑡−1 ( ) = 𝛽0 + 𝛽1 ( ) + 𝛽2 𝑄 𝑖𝑡 + 𝛽3 ( ) + 𝛽4 ( ) + 𝛾1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐶𝐹 𝑖𝑡 𝛾2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝛾3 𝜈 𝑖,𝑡−1 + ( ) 𝑥(𝜔1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝜔2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝜔3 𝜈 𝑖,𝑡−1 ) + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝜅 𝑖 + 𝜖 𝑖𝑡 (3.3) Để khắc phục hiện tượng nội sinh gây ra bởi sai số đo lường, nghiên cứu sử dụng thang đo q biên – marginal q theo Gala và cộng sự (2022) để thay thế Q trung bình. Gala và cộng sự (2022) đo lường q biên dựa trên các biến trạng thái cơ bản của DN. Khi này mô hình kiểm định có dạng: 𝐼 𝑖𝑡 𝐼 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹 𝑖𝑡 𝐵 𝑖,𝑡−1 ( ) = 𝛽0 + 𝛽1 ( ) + 𝛽2 𝑞 𝑖𝑡 + 𝛽3 ( ) + 𝛽4 ( ) + 𝛾1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐶𝐹 𝑖𝑡 𝛾2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝛾3 𝜈 𝑖,𝑡−1 + ( ) 𝑥(𝜔1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝜔2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝜔3 𝜈 𝑖,𝑡−1 ) + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝜅 𝑖 + 𝜖 𝑖𝑡 (3.4) Mô hình (3.4) căn bản mở rộng mô hình ĐT cơ bản theo q bằng cách xét đến tác động trực tiếp và tương tác của tính bất định và bất hoàn hảo tài chính. 3.3. PHƯƠNG PHÁP KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT Để kiểm định giả thuyết H1A và H1B, luận án hồi quy một phiên bản rút gọn của mô hình (3.4) như dưới đây. 𝐼 𝑖,𝑡 𝐼 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹 𝑖,𝑡 𝐵 𝑖,𝑡−1 ( ) = 𝛽0 + 𝛽1 ( ) + 𝛽2 𝑞 𝑖,𝑡 + 𝛽3 ( ) + 𝛽4 ( ) + 𝜅 𝑖 + 𝜖 𝑖,𝑡 (3.5) 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 Mô hình được hồi quy bằng phương pháp System GMM. Theo giả thuyết H1A, luận án kỳ vọng hệ số hồi quy của ĐT theo dòng tiền 𝛽3 sẽ mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Để kiểm định giả thuyết H1B, đầu tiên luận án phân chia mẫu thành nhóm DN bị hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài chính dựa trên chỉ số KZ theo Baker và cộng sự (2003) và hồi quy mô hình (3.5) bằng phương pháp System GMM cho từng nhóm mẫu con. Luận án cũng sử dụng phương pháp hồi quy
Trang 12 chuyển đổi nội sinh để xem xét sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền ở nhóm DN bị hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài chính khi tình trạng tài chính của DN được xác định tự động dựa trên một số biến trạng thái của DN. Theo giả thuyết H1B, luận án kỳ vọng sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền, hệ số 𝛽3 , của nhóm DN bị hạn chế tài chính sẽ cao hơn nhóm không bị hạn chế tài chính. Để kiểm định giả thuyết H2 về ảnh hưởng của tính bất định đến hành vi ĐT của DN, luận án tiếp tục hồi quy một phiên bản thu gọn của mô hình (3.4) như sau. 𝐼 𝑖,𝑡 𝐼 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹 𝑖,𝑡 𝐵 𝑖,𝑡−1 ( ) = 𝛽0 + 𝛽1 ( ) + 𝛽2 𝑞 𝑖,𝑡 + 𝛽3 ( ) + 𝛽4 ( ) + 𝛾1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝛾2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝛾3 𝜈 𝑖,𝑡−1 + 𝜅 𝑖 + 𝜖 𝑖,𝑡 (3.6) Về ảnh hưởng của tính bất định, giả thuyết H2 kỳ vọng các hệ số hồi quy của tính bất định bao gồm 𝛾1 (hệ số của tính bất định nội bộ DN), 𝛾2 (hệ số của tính bất định thị trường) và 𝛾3 (hệ số của tương quan giữa tính bất định nội bộ và tính bất định thị trường) được kỳ vọng sẽ có dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Để kiểm định giả thuyết H3A, luận án chia mẫu thành nhóm bị hạn chế và không bị hạn chế tài chính dựa trên chỉ số KZ theo Baker và cộng sự (2003) và hồi quy phương trình (3.6) cho từng nhóm DN. Giả thuyết H3A kỳ vọng hệ số của các biến đại diện cho tính bất định của nhóm DN bị hạn chế tài chính sẽ cao hơn các hệ số này của nhóm DN không bị hạn chế tài chính Cuối cùng, để kiểm định giả thuyết H3B về ảnh hưởng của tính bất định đến sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền, luận án hồi quy mô hình bao gồm biến tương tác giữa tính bất định và dòng tiền như dưới đây. 𝐼 𝑖,𝑡 𝐼 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹 𝑖,𝑡 𝐵 𝑖,𝑡−1 ( ) = 𝛽0 + 𝛽1 ( ) + 𝛽2 𝑞 𝑖,𝑡 + 𝛽3 ( ) + 𝛽4 ( ) + 𝛾1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐾 𝑖,𝑡−2 𝐶𝐹 𝑖,𝑡 𝛾2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝛾3 𝜈 𝑖,𝑡−1 + ( ) 𝑥(𝜔1 𝜂 𝑖,𝑡−1 + 𝜔2 𝜀 𝑖,𝑡−1 + 𝜔3 𝜈 𝑖,𝑡−1 ) + 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝜅 𝑖 + 𝜖 𝑖,𝑡 (3.7) Giả thuyết H3B kỳ vọng tính bất định sẽ làm tăng sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền cụ thể hệ số của các biến tương tác 𝜔1 , 𝜔2 và 𝜔3 được kỳ vọng lớn hơn 0 và có ý nghĩa thống kê. 3.4. PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY Để khắc phục hiện tượng nội sinh, luận án sử dụng phương pháp System GMM theo Blundell và Bond (1998), Roodman (2009) để ước lượng và kiểm
Trang 13 định mô hình. Để tìm hiểu ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT của DN, trong luận án này bên cạnh việc sử dụng chỉ số KZ theo Baker và cộng sự (2003) để phân loại tình trạng hạn chế tài chính của DN, hàm ĐT sẽ được ước lượng bằng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh. 3.5. ĐO LƯỜNG BIẾN 3.5.1. Các biến trong mô hình đầu tư Chi tiết cách thức đo lường các biến trong mô hình ĐT và mô hình chuyển đổi được tổng hợp trong Bảng 3.1. Bảng 3.1. Bảng định nghĩa biến và nguồn dữ liệu Biến Định nghĩa Cách đo lường Nguồn Phương trình đầu tư 𝐼 𝑖,𝑡 Đầu tư Chi tiêu vốn Tổng lượng Báo cáo 𝐾 𝑖,𝑡 Nợ + Vốn chủ sở hữu vốn tài chính Lợi nhuận trước thuế + Chi phí của các 𝐶𝐹𝑖,𝑡 Dòng tiền khấu hao tài sản cố định DN niêm 𝐵 𝑖,𝑡 Tổng nợ Nợ ngắn hạn + Nợ dài hạn yết trong [Giá trị vốn hóa thị trường + cơ sở dữ 𝑄 𝑖,𝑡 Q trung bình (Nợ - Tài sản ngắn hạn)]/Tổng liệu tài sản cố định hữu hình Refinitiv Theo phương pháp của Gala và Eikon. 𝑞 𝑖,𝑡 q biên cộng sự (2022) Tính bất định Biến động dồn tích trong năm Dữ liệu về 𝜂 𝑖,𝑡 nội tại DN của giá chứng khoán DN. giá chứng Biến động dồn tích trong năm khoán và Tính bất định 𝜀 𝑖,𝑡 của chỉ số thị trường chứng chỉ số thị thị trường khoán. trường chứng Tương quan giữa tính bất định khoán Tính bất định nội tại và tính bất định thị trong cơ 𝜈 𝑖,𝑡 theo mô hình trường, đo lường qua hệ số beta sở dữ liệu CAPM trong mô hình CAPM.. Refinitiv Eikon. Phương trình chuyển đổi 𝑆𝐼𝑍𝐸 𝑖,𝑡 Quy mô DN Logarit của tổng tài sản Báo cáo Thời gian Logarit của tổng số năm tính từ tài chính 𝐴𝐺𝐸 𝑖,𝑡 hoạt động khi niêm yết của các
Trang 14 Biến Định nghĩa Cách đo lường Nguồn 𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡 có giá trị bằng 1 nếu DN DN niêm có chi trả cổ tức bằng tiền mặt yết trong 𝐷𝐼𝑉𝑖,𝑡 Chi trả cổ tức trong kỳ t, ngược lại 𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡 có cơ sở dữ giá trị bằng 0 liệu 𝑆𝑇_𝐷𝐸𝐵𝑇𝑖,𝑡 Nợ ngắn hạn Nợ ngắn hạn/Tổng tài sản Refinitiv 𝐿𝑇_𝐷𝐸𝐵𝑇𝑖,𝑡 Nợ dài hạn Nợ dài hạn/Tổng tài sản Eikon. Cơ hội Giá trị vốn hóa thị trường/Tổng 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻 𝑖,𝑡 tăng trưởng tài sản Thặng dư tài Tiền và chứng khoán có tính 𝑆𝐿𝐴𝐶𝐾 𝑖,𝑡 chính thanh khoản cao/Tổng tài sản Tính hữu Tài sản cố định hữu hình/Tổng 𝑇𝐴𝑁𝐺 𝑖,𝑡 hình của tài tài sản sản Nguồn: Tác giả tổng hợp 3.5.2. Tính bất định Luận án xác định tính bất định bên trong và tính bất định bên ngoài của DN dựa trên phương pháp của Merton (1980) với dữ liệu về biến động hàng ngày trong giá chứng khoán và chỉ số thị trường chứng khoán. 2 ∆𝑥 𝑡 𝜍 𝑡𝑑 = (100 ) (3.13) √∆∅ 𝑡 Sau khi tính được mức biến động hàng ngày trong giá chứng khoán, chúng ta sẽ tính mức biến động hàng năm của chuỗi này bằng cách lấy căn bậc hai của tổng mức biến động hàng ngày theo công thức dưới đây. 𝛷 𝑡 [𝑥 𝑡 ] = √∑ 𝑡=1 𝜍 𝑡𝑑 𝑇 (3.14) Trong đó 𝑇 thể hiện số ngày trong năm. Để đo lường tính bất định nội tại DN 𝜂 𝑖,𝑡 , chúng ta sẽ áp dụng phương pháp đo lường tính bất định nêu trên với tỷ suất sinh lợi trong giá chứng khoán của từng DN. Khi áp dụng phương pháp nêu trên với tỷ suất sinh lợi trong chỉ số giá chứng khoán của thị trường sẽ giúp chúng ta thu được tính bất định của thị trường 𝜀 𝑖,𝑡 . Nghiên cứu sử dụng thêm một thang đo tính bất định dựa trên tương quan giữa tính bất định nội tại DN và tính bất định thị trường. Thang đo này là beta trong mô hình CAPM nên được gọi là tính bất định theo mô hình CAPM, 𝜈 𝑖,𝑡 .
Trang 15 3.5.3. q biên q biên được đo lường theo Gala và cộng sự (2022). Gala và cộng sự (2022) tính q biên theo định nghĩa q biên là đạo hàm riêng của hàm giá trị: ̂ 𝛿𝑙𝑜𝑔𝑄 𝑖𝑡 𝑛 𝑛 𝑛 ̂ 𝑖𝑡 = ̂ 𝑖𝑡 (1 + 𝑞 𝑄 ) = ̂ 𝑖𝑡 (1 + ∑ 𝑗 𝑘𝑘=0 ∑ 𝑗 𝑎𝑎=0 ∑ 𝑗 𝜓=0 𝑐̂ 𝑗 𝑘 𝑗 𝑎 𝑗 𝜓 ∗ 𝑗 𝑘 ∗ [𝑘 𝑖𝑡 ] 𝑗 𝑘−1 ∗ [𝑎 𝑖𝑡 ] 𝑗 𝑎 ∗ 𝑄 𝛿𝑙𝑜𝑔𝐾 𝑖𝑡 𝜓 [𝜓 𝑡 ] 𝑗 𝜓 ) (3.16) 3.6. MẪU VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU Luận án được thực hiện với mẫu gồm các DN phi tài chính niêm yết tại 13 QG mới nổi bao gồm Chile, Colombia, Egypt, India, Indonesia, Kuwait, Pakistan, Philippines, Qatar, Romania, Saudi Arabia, UAE và Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2020. Luận án thu thập dữ liệu về giá chứng khoán và dữ liệu tài chính của các DN phi tài chính thuộc các QG mới nổi trong mẫu nghiên cứu từ cơ sở dữ liệu Refinitiv Eikon. Sauk hi xử lý dữ liệu thô, luận án thu được 14,936 quan sát của 2,755 DN. 3.7. CÁCH THỨC KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG NỘI SINH Trong phần này, tác giả thảo luận các nguyên nhân có thể dẫn đến hiện tượng nội sinh trong mô hình nghiên cứu và cách thức luận án sử dụng để khắc phục hiện tượng này để đảm bảo tính tin cậy của kết quả ước lượng và kiểm định. Thứ nhất, hiện tượng nội sinh có thể xuất phát từ việc bỏ sót biến do mô hình chưa bao gồm một số yếu tố đặc trưng của mẫu (Hill và cộng sự, 2021). Mẫu nghiên cứu của luận án bao gồm doanh nghiệp niêm yết tại 13 QG mới nổi trong giai đoạn 2000 – 2020. Để khắc phục hiện tượng nội sinh trong trường hợp này, luận án bổ sung trong mô hình hồi quy hiệu ứng cố định theo QG, hiệu ứng cố định theo ngành và hiệu ứng cố định theo năm. Thứ hai, mô hình ĐT có thể gặp hiện tượng nội sinh do sai số đo lường trong q. Trong các nghiên cứu thực nghiệm, Q trung bình thường được sử dụng làm biến đại diện cho q biên. Tuy nhiên Q trung bình chỉ bằng q biên dưới một số giả định nghiêm ngặt như thảo luận trong Hayashi (1982). Để kiểm soát hiện tượng nội sinh do sai số đo lường trong q, thay vì sử dụng Q trung bình, nghiên cứu sử dụng q biên theo Gala và cộng sự (2022). Thứ ba, luận án có thể bị hiện tượng nội sinh do sai số trong việc chọn mẫu xuất phát từ việc phân chia mẫu theo một tiêu chí cho trước (Hill và cộng sự, 2021). Để khắc phục, bên cạnh việc sử dụng chỉ số KZ theo Baker
Trang 16 và cộng sự (2003) để phân loại tình trạng hạn chế tài chính của doanh nghiệp, luận án sử dụng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh theo Maddala và Nelson (1975). Thứ tư, luận án gặp hiện tượng nội sinh do mô hình ĐT có dạng động (biến giải thích bao gồm biến trễ của biến phụ thuộc). Để khắc phục hiện tượng nội sinh do sử dụng dữ liệu bảng động, luận án sử dụng phương pháp System GMM theo Blundell và Bond (1998), Roodman (2009) để ước lượng và kiểm định mô hình. 3.8. KIỂM ĐỊNH TÍNH VỮNG Tính vững của kết quả hồi quy được kiểm tra thông qua một số cách thức như sau. Thứ nhất, luận án kiểm soát sai số đo lường trong Q. Thứ hai, luận án sử dụng các thang đo khác nhau cho tính bất định bao gồm tính bất định nội tại, tính bất định thị trường và tính bất định theo mô hình CAPM. Thứ ba, luận án sử dụng các kịch bản hồi quy khác nhau nhằm xem xét ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT của DN. CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. KẾT QUẢ THỐNG KÊ MÔ TẢ Kết quả thống kê mô tả của các biến trong mô hình ĐT và mô hình chuyển đổi được trình bày trong Bảng 4.1. Bảng 4.1. Kết quả thống kê mô tả Biến Số quan Trung Phân vị Trung Phân vị sát bình 25 vị 75 A. Mô hình đầu tư 𝐼 𝑖𝑡 14,936 0.13 0.04 0.08 0.16 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐶𝐹𝑖𝑡 14,936 0.15 0.06 0.12 0.19 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝐵 𝑖𝑡 14,936 0.46 0.22 0.42 0.62 𝐾 𝑖,𝑡−1 𝑄 𝑖𝑡 14,936 9.16 0.52 1.14 3.29 𝑞 𝑖𝑡 14,936 7.17 0.55 1.06 2.22 𝜂 𝑖𝑡 14,936 0.56 0.39 0.51 0.66 𝜀 𝑖𝑡 14,936 0.25 0.17 0.21 0.32 𝜈 𝑖𝑡 14,936 0.75 0.42 0.69 1.00 B. Mô hình chuyển đổi 𝑆𝐼𝑍𝐸 𝑖𝑡 14,936 19.38 18.08 19.21 20.55 𝐴𝐺𝐸 𝑖𝑡 14,936 14.23 7.00 13.00 20.00 𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡 14,936 0.76 1.00 1.00 1.00
Trang 17 Biến Số quan Trung Phân vị Trung Phân vị sát bình 25 vị 75 𝑆𝑇_𝐷𝐸𝐵𝑇𝑖𝑡 14,936 0.07 0.00 0.02 0.10 𝐿𝑇_𝐷𝐸𝐵𝑇𝑖𝑡 14,936 0.18 0.05 0.15 0.29 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻 𝑖𝑡 14,936 1.15 0.38 0.71 1.35 𝑆𝐿𝐴𝐶𝐾 𝑖𝑡 14,936 0.08 0.02 0.05 0.11 𝑇𝐴𝑁𝐺 𝑖𝑡 14,936 0.41 0.24 0.41 0.58 4.2. KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH 4.2.1. Ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến đầu tư của doanh nghiệp Bảng 4.2 thể hiện kết quả ước lượng và kiểm định ảnh hưởng của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT của DN (đại diện bởi sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền) theo phương pháp System GMM. Kết quả ước lượng và kiểm định theo phương pháp Sytem GMM cho thấy ĐT có sự phụ thuộc mạnh mẽ vào dòng tiền của DN. Kết quả này cung cấp bằng chứng ủng hộ giả thuyết H1A và cho thấy tại các QG mới nổi trong mẫu nghiên cứu, ĐT nhạy cảm với dòng tiền của DN. Sự phụ thuộc của ĐT theo dòng tiền là bằng chứng về ảnh hưởng tiêu cực của bất hoàn hảo tài chính đến ĐT. Bảng 4.2. Kết quả ước lượng và kiểm định sự nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền theo phương pháp System GMM (1) (2) (3) Biến Toàn bộ mẫu DN bị hạn DN không bị chế hạn chế tài tài chính chính 𝐼 𝑖,𝑡−1 0.0177 0.1253 0.1004*** 𝐾 𝑖,𝑡−2 [0.0165] [0.2657] [0.0249] 𝑞 𝑖,𝑡 0.0000 0.0000 -0.0000 [0.0000] [0.0000] [0.0000] 𝐶𝐹𝑖,𝑡 3.7116*** 3.8181*** 0.0831*** 𝐾 𝑖,𝑡−1 [0.0166] [0.0135] [0.0064] 𝐵 𝑖,𝑡−1 -0.0097 -0.0800 -0.0410*** 𝐾 𝑖,𝑡−2 [0.0074] [0.1636] [0.0102] Constant -0.6181*** -0.3055*** 0.1625*** [0.0352] [0.0773] [0.0063] Hiệu ứng cố định theo QG Có Có Có Hiệu ứng cố định theo ngành Có Có Có Hiệu ứng cố định theo năm Có Có Có Số quan sát 14,936 6,523 5,628 Số biến công cụ 45 45 43 AR1 (p-value) 0.06 0.81 0.00 AR2 (p-value) 0.72 0.47 0.52
Trang 18 (1) (2) (3) Biến Toàn bộ mẫu DN bị hạn DN không bị chế hạn chế tài tài chính chính Sargan (p-value) 0.72 1.00 0.00 Kết quả ước lượng và kiểm định sự nhạy cảm của ĐT theo dòng tiền tại nhóm DN bị hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài chính cho thấy hệ số hồi quy của ĐT theo dòng tiền của các DN bị hạn chế tài chính cao hơn các DN không bị hạn chế tài chính. Trong luận án, tác giả sử dụng 2 cách thức để phân loại tình trạng hạn chế tài chính của DN. Thứ nhất, tác giả sử dụng chỉ số KZ theo Baker và cộng sự (2003) để phân loại DN thành nhóm bị hạn chế và không bị hạn chế theo từng năm trước khi hồi quy theo System GMM. Kết quả ước lượng và kiểm định mối quan hệ giữa ĐT và dòng tiền theo cách thức này được thể hiện trong Bảng 4.2 ở cột (2) và (3). Thứ hai tác giả sử dụng mô hình hồi quy chuyển đổi nội sinh trong đó việc phân loại nhóm DN bị hạn chế tài chính và không bị hạn chế tài chính được thực hiện nội sinh khi hồi quy. Kết quả của mô hình chuyển đổi nội sinh được thể hiện trong Bảng 4.3, phần A với cột (1) là kết quả cho các DN bị hạn chế tài chính và cột (2) cho các DN không bị hạn chế tài chính. Bảng 4.3. Kết quả ước lượng và kiểm định sự nhạy cảm của đầu tư theo dòng tiền theo mô hình chuyển đổi nội sinh A. Mô hình đầu tư (1) (2) Biến DN bị hạn chế DN không bị hạn chế tài chính tài chính 𝐼 𝑖,𝑡−1 0.0862** 0.3254*** 𝐾 𝑖,𝑡−2 [2.39] [6.67] -0.0001*** -0.0000 𝑞 𝑖,𝑡 [4.34] [1.51] 𝐶𝐹𝑖,𝑡 0.5409*** 0.0479 𝐾 𝑖,𝑡−1 [7.52] [1.45] 𝐵 𝑖,𝑡−1 -0.0525** 0.0253 𝐾 𝑖,𝑡−2 [2.39] [0.51] 0.1564*** 0.1251*** Constant [10.68] [6.99] Hiệu ứng cố định theo QG Có Có Hiệu ứng cố định theo ngành Có Có Hiệu ứng cố định theo năm Có Có