NHÂN tố ẢNH HƯỞNG đến cấu TRÚC vốn của DOANH NGHIỆP CÔNG NGHIỆP NHÌN từ mô HÌNH OLS

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH KHOA NGÂN HÀNG -※※※ - MÔN HỌC: PHƯƠNG PHÁP ĐỊNH LƯỢNG TRÊN THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH Đề tài nhóm: NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP CƠNG NGHIỆP NHÌN TỪ MƠ HÌNH OLS Danh sách thành viên nhóm: Nguyễn Thị Hồng Hải – TT001 – 31171024283 Nguyễn Thị Xuân Thanh – TT001 – 31171020705 Hồ Đắc Trung – TT001 - 31171022177 TP HCM, 13/06/2020 Mục lục Tóm tắt I Tình hình cấp thiết đề tài Giới thiệu đề tài 2 Tổng quan tình hình nghiên cứu .2 Mục tiêu, đối tượng nghiên cứu .2 Phương pháp nghiên cứu II Lược khảo nghiên cứu .3 III Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô tả lại liệu nghiên cứu 3.2 Phương pháp nghiên cứu 3.3 Các biến nghiên cứu, phương pháp đo lường biến mơ hình tổng thể IV Kết nghiên cứu 4.1 Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp 4.1.1 Bảng mơ tả tóm tắt liệu 4.2 Tương quan biến 4.3 Phân tích mơ hình hồi quy tuyến tính 4.4 Kiểm tra tương quan biến độc lập (đa cộng tuyến) 4.5 Kiểm định phương sai sai số không đổi 4.6 Kiểm định tự tương quan sai số .3 V Kết luận 5.1 Tóm tắt kết .3 5.2 Các sách thực tế VI Phụ lục VII Tài liệu tham khảo Tóm tắt Trong giai đoạn tiến trình hội nhập kinh tế ngày sâu rộng nay, lựa chọn cấu trúc vốn hợp lí nhằm tối đa hố lợi nhuận, gia tăng giá trị doanh nghiệp dần trở nên vô quan trọng Bài nghiên cứu thực chứng minh nhân tố ảnh hưởng đến doanh nghiệp công nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam Chỉ mức độ ảnh hưởng yếu tố từ doanh nghiệp cơng nghiệp xác định cấu trúc vốn quản trị tài doanh nghiệp I Tình hình cấp thiết đề tài Giới thiệu đề tài Ngày để bắt đầu hình thành phát triển doanh nghiệp, vốn yếu tố quan trọng thiếu Và doanh nghiệp cần phải có cấu trúc vốn cho riêng Cấu trúc vốn thuật ngữ chuyên ngành tài phản ánh tỷ lệ vốn vay vốn chủ sở hữu Việc doanh nghiệp xác định tối ưu cấu trúc vốn có ý nghĩa quan trọng hoạt động kinh doanh doanh nghiệp Vì cấu trúc vốn mang ảnh hưởng vô to lớn đến khả sinh lời rủi ro kinh doanh mà doanh nghiệp gặp phải Do đó, nhà điều hành doanh nghiệp ln tìm cách lựa chọn cấu vốn vay vốn chủ sở hữu cho mang lại lợi ích cao cho doanh nghiệp Mỗi doanh nghiệp ngành mang đặc điểm riêng, cấu trúc vốn thay đổi tuỳ thuộc theo đặc điểm Khơng thế, cấu trúc vốn bị ảnh hưởng từ biến động kinh tế vĩ mô, yếu tố tơn giáo, hay văn hố Chính vậy, thay tìm hiểu tỷ lệ vốn vay tỷ lệ vốn chủ sở hữu tối ưu việc nghiên cứu đến vấn đề nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ngành cụ thể điều cần thiết Với lí nêu trên, nhóm em chọn đề tài nghiên cứu: "Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp công nghiệp nhìn từ mơ hình OLS" Tổng quan tình hình nghiên cứu Dựa lý thuyết nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn doanh nghiệp, bắt đầu với lý thuyết cấu trúc vốn đại Modigliani Miller vào năm 1958 với học thuyết mơ hình MM, lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn theo quan điểm Kraus & Litzenberger vào năm 1973, lý thuyết trật tự phân hạng (thông tin bất cân xứng) Myers Majluf vào năm 1984, Tuy lý thuyết mang quan điểm khác chúng mang tính kết thừa: quan điểm sau xây dựng tảng quan điểm giả định từ lý thuyết trước Tại Việt Nam, có cơng trình nghiên cứu cấu trúc vốn, là: yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp nhà nước (Trần Thị Thanh Tú, 2006) doanh nghiệp niêm yết sàn giao dịch chứng khoán (Trần Hùng Sơn, 2008; Đỗ Văn Thắng Trình Quang Thiều, 2010; Lê Chí Đạt Dương Thị Hồng Vân, 2014; Vũ Thị Ngọc Lan, 2014), Các nghiên cứu thực thực tế dựa từ giả định lý thuyết Tuy nghiên cứu chưa đưa kết luận thống góp phần thấy ảnh hưởng cấu trúc vốn đến hoạt động doanh nghiệp Việt Nam Trong nghiên cứu nhóm em dựa nghiên cứu thực trước với đề tài khác mơ hình "Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp công nghiệp nhìn từ mơ hình GMM" Mục tiêu, đối tượng nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu: - Nghiên cứu đề nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp công nghiệp niêm yết Việt Nam - Phân tích kết mức độ ảnh hưởng yếu tố có giống với kì vọng nhóm - Đánh giá mơ hình có phù hợp với liệu đề tài nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Đối tượng nghiên cứu sử dụng doanh nghiệp ngành công nghiệp nhiêm yết HSX, HNX HOSE thị trường chứng khốn Việt Nam Tổng cộng có tất 24 công ty với 264 quan sát từ năm 2009 đến 2019 Về liệu nghiên cứu mô hình liệu bảng (Data Panel) số tài thu thập từ báo cáo tài chính, kết kinh doanh kiểm tốn cơng bố từ công ty Hạn chế đề tài đối tượng nghiên cứu tập trung vào số liệu công ty niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam khơng phân loại cơng ty có vốn nhiều hay Phương pháp nghiên cứu Trong nghiên cứu này, sử dụng mơ hình OLS để thực Các biến đưa vào mơ hình nghiên cứu bao gồm: tỷ suất tổng nợ tổng tài sản đại diện cho nhân tố cấu trúc vốn (DOA) Các biến độc lập mơ hình gồm: SIZE (quy mô doanh nghiệp), ROA (khả sinh lời doanh nghiệp), TobinQ (cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp), SALE_GROW (tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp), TANG (tính chất hữu hình cấu trúc tài sản doanh nghiệp), VOLATILITY (mức độ rủi ro kinh doanh doanh nghiệp), LIQUIDITY (khả khoản nhanh doanh nghiệp), STATE (tính sở hữu nhà nước doanh nghiệp), EFFECT_TAX (thuế suất hiệu lực thuế thu nhập doanh nghiệp) II Lược khảo nghiên cứu Tổng quan lý thuyết cấu trúc vốn Mặc dù, đến chưa có khái niệm thức cấu trúc vốn chất, nghiên cứu đề cập đến cấu trúc vốn tỷ lệ tương quan vốn chủ sở hữu vốn vay doanh nghiệp (DN) Tài liệu Tài doang nghiệp Ross (2002), đề cập đơn giản tỷ lệ nợ vốn chủ sở hữu Trong nghiên cứu này, cấu trúc vốn hiểu tỷ lệ tổng nợ tổng tài sản doanh nghiệp III Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô tả lại liệu nghiên cứu Dự liệu nghiên cứu liệu nghiên cứu dạng bảng (Data Panel) 24 công ty sản xuất niêm yết sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ năm 2009 đến 2019, tương ứng với 264 số quan sát 3.2 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu tiến hành theo phương pháp định tính thông qua việc lý giải các vấn đề nghiên cứu theo lý thuyết kinh tế, kết hợp với định lượng, thơng qua phương pháp phân tích thớng kê thớng kê mơ tả, hồi quy tuyến tính OLS (Ordinary Least Square) để kiểm định các giả thuyết đã đặt cho nghiên cứu Phương pháp hồi quy tuyến tính OLS phương pháp ước lượng hồi quy hiệu quả, phương pháp khắc phục tượng phương sai thay đổi sai số tượng tự tương quan mơ hình (Wooldridge, 2003) Nghiên cứu sử ̉dụng số liệu của 24 doanh nghiệp sản xuất đã niêm yết thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) , giai đoạn 20092019 (gồm giai đoạn thị trường xuống hậu suy thoái kinh tế năm 2008 giai đoạn phục hồi, tăng trưởng mạnh mẽ năm sau đó), nhằm xác định mới quan hệ giữa mợt sớ yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn công ty sản xuất 3.3 Các biến nghiên cứu, phương pháp đo lường biến mơ hình tổng thể Trong nghiên cứu này, biến đưa vào mô hình nghiên cứu bao gồm: tỷ suất tổng nợ tổng tài sản đại diện cho nhân tố cấu trúc vốn Các biến độc lập mơ hình gồm: SIZE (quy mô doanh nghiệp), ROA (khả sinh lời doanh nghiệp), TobinQ (cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp), SALE_GROW (tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp), TANG (tính chất hữu hình cấu trúc tài sản doanh nghiệp), VOLATILITY (mức độ rủi ro kinh doanh doanh nghiệp), LIQUIDITY (khả khoản nhanh doanh nghiệp),P (giá cổ phiếu), STATE (tính sở hữu nhà nước doanh nghiệp), EFFECT_TAX (thuế suất hiệu lực thuế thu nhập doanh nghiệp) Nhằm mục đích đảm bảo liệu biến nghiên cứu phân phối chuẩn, phù hợp đưa vào mơ hình ước lượng, mơ hình tổng thể đưa sau: DOA it = βo + β1 SIZE + β2 ROA + β3 TOBIN.Q + β4 SALE_GROWTH + β5 TANG + β6 LIQUIDITY + β7 P + β8 STATE + β9 EFFECT_TAX + ut Trong đó:           DOA tỷ suất nợ tổng nợ/tổng tài sản SIZE quy mô doanh nghiệp ROA tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản TOBIN.Q hệ số Tobin Q doanh nghiệp SALE_GROW tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp TANG cấu trúc tài sản hữu hình doanh nghiệp VOLATILITY rủi ro kinh doanh doanh nghiệp LIQUIDITY tính khoản P giá cổ phiếu STATE tính chất sở hữu nhà nước doanh nghiệp  EFFECT_TAX thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp Nhóm định bỏ biến Volatility - vì: Volatility tác giả tính standard diviation giá năm - yếu tố giá thể từ doanh nghiệp nhiều yếu tố khác Volatility thể rủi ro cho nhà đầu tư rủi ro kinh doanh doanh nghiệp Kí hiệu biến TDTA SIZE ROA TOBIN Q SALE_GROW TANG STATE Bảng 1: Diễn giải biến độc lập tác động đến cấu trúc vốn Tên biến Cách tính Tỷ lệ tổng nợ tổng tài sản Quy mô doanh nghiệp Khả sinh lời doanh nghiệp Cơ hội tăng trưởng doanh nghiệp Tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp Tính chất hữu hình cấu trúc tài sản doanh nghiệp Tính sở hữu nhà nước doanh nghiệp Tỷ suất nợ tổng nợ tổng tài sản Logarit tự nhiên doanh thu Logarit tự nhiên tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản Logarit tự nhiên tỷ lệ thị giá giá trị sổ sách (Doanh thu năm sau  Doanh thu năm trước)/Doanh thu năm trước Căn bậc hai tỷ lệ tài sản cố định hữu hình tổng tài sản P Giá cổ phiếu EFFECT_TAX Thuế suất hiệu lực thuế thu nhập doanh nghiệp Khả khoản nhanh doanh nghiệp LIQUIDITY Kỳ vọng + _ + + + Biến giả nhà nước chiếm 50% vốn cổ phần, cho trường hợp lại Giá đóng cửa ngày 31/12 hàng năm Tỷ lệ thuế TNDN thực nộp + tổng thu nhập trước thuế Logarit tự nhiên tổng tài sản ngắn hạn nợ ngắn hạn - Dấu (+): tác động chiều; Dấu (-): tác động ngược chiều; K: tác động khơng có ý nghĩa thống kê Giả thút nghiên cứu: Size, TobinQ, Sale_Grow, Tang, Effect_Tax có tác động chiều với tỷ lệ nợ tổng tài sản Roa, State, P, Liquidity có tỷ lệ nghịch với TDTA IV Kết nghiên cứu 4.1 Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong nghiên cứu khác, đề cập đến cấu trúc vốn tỷ lệ tương quan vốn chủ sở hữu vốn vay doanh nghiệp Vì vậy, nghiên cứu này, cấu trúc vốn nhóm hiểu tỷ lệ tổng nợ tổng tài sản doanh nghiệp (DOA) Sau q trình nghiên cứu nhóm thực chương trình Stata 4.1.1 Bảng mơ tả tóm tắt liệu Variable Obs Mean DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW 264 264 257 251 264 44.8953 20.26821 1.829838 -7.294212 1547321 TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE 264 264 264 251 264 7518528 1680425 5280411 16.76216 2159091 Std Dev Min Max 19.76818 1.044714 1.071949 9284862 30094 17.82149 -3.912023 -9.312569 -.6607315 89.43 22.80415 3.442019 -2.587604 2.53258 1455948 2973539 6481552 16.0585 412233 2211877 -3.483848 -3.036593 1.206 9789136 2.772825 2.899713 91.746 Theo bảng tóm tắt cho thấy: Biến phụ thuộc DOA có 264 quan sát, giá trị trung bình 44.8953, độ lệch chuẩn 19.76818 Giá trị nhỏ giá trị lớn 89.43 Do nhiều doanh nghiệp có thời gian niêm yết chứng khoán muộn làm cho biến ROA, P, TOBINQ bị thiếu nhiều số quan sát, nhìn chung không gây ảnh hưởng đến kết hồi quy sau 4.2 Tương quan biến DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE DOA SIZE ROA 1.0000 0.2685 -0.4624 -0.0323 0.1341 0.3685 0.0816 -0.6928 -0.1399 0.2527 1.0000 -0.1060 0.1253 0.1725 0.2305 0.1332 -0.3096 0.1864 0.2819 1.0000 0.1975 0.0649 -0.1215 0.0126 0.3461 0.2332 0.1152 LIQUID~Y P STATE TOBINQ SALE_G~W 1.0000 0.1516 -0.1231 0.0651 0.1141 0.5660 0.0314 1.0000 0.1768 0.1143 -0.0941 -0.0041 -0.0184 TANG EFFECT~X 1.0000 0.0560 -0.5038 -0.0985 0.0933 1.0000 0.0007 -0.0149 -0.0100 Nhìn vào mối tương quan biến độc lập với LIQUIDITY 1.0000 P 0.0696 1.0000 biến phụ thuộc SIZE, TANG, STATE ảnh hưởng tỷ lệ -0.2321 0.0788 1.0000 DOA biến ROA, liquidity, P có ảnh hưởng thuận với STATE tỉ lệ nghịch Ngồi ra, khơng có số tương quan q 70% nên có khả xảy tượng đa cộng tuyến 4.3 Phân tích mơ hình hồi quy tuyến tính Source SS df MS Model Residual 54329.7683 37721.3635 234 6036.64092 161.202408 Total 92051.1318 243 378.811242 DOA Coef SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE _cons 0051065 -5.380778 2.915652 5.083368 4.888545 4.256369 -16.86808 -.1454134 7.699362 80.07132 Std Err .906003 8608458 1.089528 3.200376 6.541808 2.736948 1.713398 0635283 2.107792 20.63573 t 0.01 -6.25 2.68 1.59 0.75 1.56 -9.84 -2.29 3.65 3.88 Number of obs F(9, 234) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.996 0.000 0.008 0.114 0.456 0.121 0.000 0.023 0.000 0.000 = = = = = = 244 37.45 0.0000 0.5902 0.5745 12.697 [95% Conf Interval] -1.779859 -7.076776 7691141 -1.221864 -7.999822 -1.135839 -20.24373 -.2705739 3.546688 39.41577 1.790072 -3.684779 5.06219 11.3886 17.77691 9.648577 -13.49242 -.020253 11.85204 120.7269 Mơ hình có số quan sát 244, giá trị thống kê Prob > F = 0.0000, có nghĩa tồn mối quan hệ tuyến tính biến phụ thuộc cấu trúc vốn (được đo DOA) với nhân tố khác biến độc lập Kết luận rằng, mơ hình hồi qui tuyến tính phù hợp với liệu Hệ số xác định R2 R2 hiệu chỉnh mơ hình 0.5902 0.5745, hai tương đối hợp lý lớn 50% Điều có nghĩa biến độc lập giải thích 59.02% biến thiên biến phụ thuộc, cịn 40.98% cịn lại giải thích yếu tố khác không định lượng nên khơng thể đưa vào mơ hình Đối với giá trị p-value (P > |t|) < 5% biến đưa vào mơ hình, có biến giải thích ảnh hưởng cấu trúc vốn, TOBINQ (Hệ số Q Tobin doanh nghiệp), ROA (tỷ suất lợi nhuận tổng tài sản), LIQUIDITY (tính khoản), P (giá cổ phiếu doanh nghiệp), STATE (tính chất thuộc sở hữu nhà nước doanh nghiệp) Các biến cịn lại SIZE (quy mơ doanh nghiệp), SALE_GROW (tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp), TANG (cấu trúc tài sản hữu hình doanh nghiệp), EFFECT_TAX (thuế suất thuể thu nhập doanh nghiệp) gần không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp 4.4 Kiểm tra tương quan biến độc lập (đa cộng tuyến) Đa cộng tuyến tượng biến độc lập mơ hình có mối quan hệ với nhau, làm cho mơ hình khơng ước lượng được, làm cho biến độc lập cộng tuyến ý nghĩa mơ hình bị sai dấu hệ số hồi quy Nhóm mong đợi hệ số phóng đại nhỏ 3, bảng kết kiểm tra đa cộng tuyến: Variable VIF 1/VIF LIQUIDITY P TOBINQ TANG SIZE ROA STATE SALE_GROW EFFECT_TAX 1.68 1.59 1.56 1.41 1.31 1.29 1.19 1.12 1.04 0.596480 0.627266 0.639346 0.707670 0.764757 0.773955 0.840930 0.891098 0.962239 Mean VIF 1.36 Kết cho thấy rằng, biến độc lập có hệ số phóng đại < 3, điều có nghĩa biến độc lập đưa vào mơ hình khơng có mối quan hệ (tương quan) với làm cho mơ hình có ý nghĩa 4.5 Kiểm định phương sai sai số không đổi Phương sai thay đổi khơng làm tính chất không thiên lệch quán ước lượng OLS Nhưng ước lượng khơng cịn có phương sai nhỏ ước lượng hiệu Tức chúng khơng cịn ước lượng tuyến tính khơng thiên lệch tốt (BLUE) Khi có phương sai thay đổi, phương sai ước lượng OLS khơng tính từ cơng thức OLS thơng thường Nhưng ta sử dụng công thức OLS thông thường, kiểm định t F dựa vào chúng gây kết luận sai lầm Nhóm tiến hành kiểm tra phương sai sai số mơ hình có thay đổi hay khơng Nhóm đặt giả thuyết sau: H0: p-value ≥ 0.05 Với ý nghĩa mơ hình có phương sai H1: p-value < 0.05 Với ý nghĩa mơ hình có phương sai thay đổi Nhóm dùng cách kiểm định phương sai sai số White’s test Breusch-Pagan Dưới bảng kết quả: White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity *Kiểm định White’s test chi2(53) Prob > chi2 = = 58.46 0.2819 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 58.46 11.78 2.47 53 0.2819 0.2262 0.1158 Total 72.71 63 0.1887 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DOA *Kiểm định Breusch-Pagan chi2(1) Prob > chi2 = = 6.47 0.0110 Kết cho thấy, qua kiểm định White có Prob > chi2 = 0.2819, p-value > 5% nên chấp nhận giả thuyết H 0, mong đợi nhóm, mơ hình có phương sai sai số khơng thay đổi Tuy nhiên, sử dụng kiểm định Breusch-Pagan lại cho kết ngược lại có p-value < 5% (Prob > chi2 = 0.0110), bác bỏ giả thuyết H 0, chấp nhận giả thuyết H1, mơ hình có phương sai thay đổi, cần phải thay đổi Để khắc phục tượng phương sai thay đổi, nhóm sử dụng ước lượng vững ma trận hiệp phương sai sai số White(1980) đề xuất để tính tốn lại giá trị kiểm định có phương sai thay đổi, nhóm thực cách thêm tùy chọn robust sau lệnh hồi quy, sau kết mơ hình sai số chuyển vững: Linear regression Number of obs F(9, 234) Prob > F R-squared Root MSE DOA Coef SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE _cons 0051065 -5.380778 2.915652 5.083368 4.888545 4.256369 -16.86808 -.1454134 7.699362 80.07132 Robust Std Err .9147092 9762738 8855711 2.826265 6.844556 3.050446 2.018512 042601 2.244472 19.91774 t 0.01 -5.51 3.29 1.80 0.71 1.40 -8.36 -3.41 3.43 4.02 P>|t| 0.996 0.000 0.001 0.073 0.476 0.164 0.000 0.001 0.001 0.000 = = = = = 244 47.10 0.0000 0.5902 12.697 [95% Conf Interval] -1.797011 -7.304187 1.170941 -.4848089 -8.596281 -1.753479 -20.84486 -.2293439 3.277407 40.83031 1.807224 -3.457368 4.660363 10.65155 18.37337 10.26622 -12.8913 -.0614829 12.12132 119.3123 Sử dụng mơ hình sai số chuyển vững không làm thay đổi giá trị hệ số hồi quy, thay đổi sai số chuẩn dẫn đến thống kê t p-value kiểm định hệ số hồi quy thay đổi Mặc dù giá trị p-value thay đổi giữ nguyên biến có ý nghĩa thống kế ban đầu, qua đó: - Với biến ROA có hệ số β = -5.38 chứng tỏ ROA doanh nghiệp tăng lên đơn vị cấu trúc vốn cơng ty (tỷ lệ tổng nợ/tổng tài sản) tăng 5.38 đơn vị, suy DOA ROA có mối quan hệ nghịch biến, phù hợp với kỳ vọng ban đầu - Với biến TOBINQ có hệ số β = 2.91, chứng tỏ biến TOBINQ tăng lên đơn vị DOA tăngg lên 2.91 đơn vị, suy DOA TOBINQ có mối quan hệ đồng biến, phù hợp với kỳ vọng ban đầu - Với biến LIQUIDITY có hệ số β = -16.86, có nghĩa biến LIQUIDITY tăng lên đơn vị biến phụ thuộc DOA giảm 16.86 đơn vị, suy biến phụ thuộc DOA biến độc lập LIQUIDITY có mối quan hệ nghịch biến, phù hợp với kỳ vọng ban đầu - Với biến P có hệ số β = -0.14, có nghĩa biến P tăng lên đơn vị biến phụ thuộc (DOA) giảm 0.14 đơn vị, suy hai biến có mối quan hệ nghịch biến với nhau, phù hợp với kỳ vọng ban đầu - Với biến STATE, có hệ số β = 7.69, có nghĩa biến STATE tăng lên đơn vị biến phụ thuộc (DOA) tăng lên 7.69 đơn vị, suy biến DOA biến STATE có mối quan hệ đồng biến, trái với kỳ vọng ban đầu 4.6 Kiểm định tự tương quan sai số Tiếp theo, nhóm tiến hành kiểm tra sai số có mối quan hệ tương quan với hay khơng Vì nhóm sử dụng liệu bàng nên sử dụng kiểm định Wooldridge để thực Nhóm đưa giả thuyết cho kiểm định là: H0: p-value ≥ 5% H1: p-value < 5% Với ý nghĩa khơng có tượng tự tương quan Với ý nghĩa có tượng tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 13.053 Prob > F = 0.0015 Với giá trị “Prob > F = 0.0015” < 5% nên bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1 sai số có mối quan hệ tương quan với V Kết luận 5.1 Tóm tắt kết Dựa vào kết kiểm định trên, nhóm rút kết luận sau đây: Dữ liệu đưa vào mô hình khơng có tương quan với nhau, dựa vào kết hồi quy cho giá trị phù hợp để xác định mơ hình hồn tồn phù hợp với liệu Có tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng Dựa vào cách kiểm định phương sai sai số cho kết trái ngược nhau, kết kiểm định White chấp nhận H0, khẳng định mơ hình có phương sai không thay đổi, kiểm định Breusch-Pagan cho kết ngược lại, bác bỏ H0, chấp nhận mơ hình có phương sai thay đổi Tuy nhiên, mơ hình có tượng tự tương quan sai số với Bài nghiên cứu so với nghiên cứu trước cho kết quả, có biến cho kết trái với kỳ vọng ban đầu Điều cố thêm tính hiệu mơ hình 5.2 Các sách thực tế Cấu trúc vốn hình thành từ vốn chủ sở hữu nợ phải trả Chính để hồn thiện cấu trúc vốn ta tăng vốn chủ sở hữu Để tăng vốn chủ sở hữu, doanh nghiệp phát hành cổ phiếu Đối với CTCP cần đủ yêu cầu, điều kiện để đưa cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khốn Cịn cơng ty chưa sang loại hình CTCP cần đẩy mạnh, triển khai cổ phần hoá nâng cao chất lượng cổ phần hoá doanh nghiệp nhà nước để có hội huy động thêm vốn Ngồi ra, cịn giảm khồn nợ phải trả Các doanh nghiệp cần phân loại khoản phải trả theo nhóm đối tượng như: khoản phải trả cơng nhân viên, khoản phải trả ngân hàng, khoản phải nộp ngân sách nhà nước, Sau đó, xếp thời gian trả nợ phù hợp với cấu nợ doanh nghiệp Công ty cần thu hồi cơng nợ phải thu để dẳm bảo trả nợ hạn Các doanh nghiệp công nghiệp cần kiểm sốt tốt quy mơ tài sản lượng vốn hóa, tạo sức cạnh tranh bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế Chất lượng quản lý quản trị doanh nghiệp cần trọng xem xét khả cổ phần hóa quy mơ tồn Tập đoàn, đồng thời, tăng vốn sở hữu quyền chi phối công ty mẹ công ty con, thay tập trung cổ phần hóa tối đa công ty Nhà nước nắm quyền sở hữu công ty mẹ Nâng cao chất lượng nguồn nhân lực: Do đặc thù ngành nghề sử dụng công nghệ cao, đại Chính thế, vấn đề nâng cao chất lượng nguồn nhân lực mấu chốt quan trọng So với nước phát triển (thường có tỷ lệ người lao động qua đào tạo đạt 100%, số lượng lao động trình độ cao đẳng, đại học, sau đại học đạt từ 72% trở lên), ngành cơng nghiệp Việt Nam, số cịn tương đối thấp Để nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, doanh nghiệp cơng nghiệp Việt NQm cần có chiến lược lộ trình đào tạo, bồi dưỡng cụ thể; tăng cường trao đổi kinh nghiệm với nước nhằm học hỏi nâng cao kiến thức công nghệ lọc hóa dầu Bên cạnh đó, tăng cường tổ chức buổi hội thảo, tọa đàm trao đổi chia sẻ kinh nghiệm khai thác, sản xuất sản phẩm VI Phụ lục name: log: log type: opened on: C:\Users\Administrator\Desktop\KQSTATA.smcl smcl 13 Jun 2020, 22:03:44 imtest, white import excel "C:\Users\Administrator\Desktop\x2.xlsx", sheet("Sheet1") firstr > ow xtset STT NAM panel variable: time variable: delta: STT (strongly balanced) NAM, 2009 to 2019 unit White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(53) Prob > chi2 Obs Mean DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW 264 264 257 251 264 44.8953 20.26821 1.829838 -7.294212 1547321 TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE 264 264 264 251 264 7518528 1680425 5280411 16.76216 2159091 Std Dev Min Max 19.76818 1.044714 1.071949 9284862 30094 17.82149 -3.912023 -9.312569 -.6607315 89.43 22.80415 3.442019 -2.587604 2.53258 1455948 2973539 6481552 16.0585 412233 2211877 -3.483848 -3.036593 1.206 9789136 2.772825 2.899713 91.746 Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 58.46 11.78 2.47 53 0.2819 0.2262 0.1158 Total 72.71 63 0.1887 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of DOA chi2(1) Prob > chi2 corr DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE (obs=244) DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE LIQUIDITY P STATE DOA SIZE ROA 1.0000 0.2685 -0.4624 -0.0323 0.1341 0.3685 0.0816 -0.6928 -0.1399 0.2527 1.0000 -0.1060 0.1253 0.1725 0.2305 0.1332 -0.3096 0.1864 0.2819 1.0000 0.1975 0.0649 -0.1215 0.0126 0.3461 0.2332 0.1152 LIQUID~Y P STATE 1.0000 0.0696 -0.2321 1.0000 0.0788 TOBINQ SALE_G~W 1.0000 0.1516 -0.1231 0.0651 0.1141 0.5660 0.0314 1.0000 0.1768 0.1143 -0.0941 -0.0041 -0.0184 SS df MS 54329.7683 37721.3635 234 6036.64092 161.202408 Total 92051.1318 243 378.811242 DOA Coef SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE _cons 0051065 -5.380778 2.915652 5.083368 4.888545 4.256369 -16.86808 -.1454134 7.699362 80.07132 Std Err .906003 8608458 1.089528 3.200376 6.541808 2.736948 1.713398 0635283 2.107792 20.63573 t 0.01 -6.25 2.68 1.59 0.75 1.56 -9.84 -2.29 3.65 3.88 Number of obs F(9, 234) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.996 0.000 0.008 0.114 0.456 0.121 0.000 0.023 0.000 0.000 6.47 0.0110 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 13.053 Prob > F = 0.0015 reg DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE, robust 1.0000 0.0560 -0.5038 -0.0985 0.0933 1.0000 0.0007 -0.0149 -0.0100 1.0000 Model Residual = = xtserial DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE TANG EFFECT~X reg DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE Source 58.46 0.2819 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test sum DOA SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE Variable = = = = = = = = 244 37.45 0.0000 0.5902 0.5745 12.697 [95% Conf Interval] -1.779859 -7.076776 7691141 -1.221864 -7.999822 -1.135839 -20.24373 -.2705739 3.546688 39.41577 1.790072 -3.684779 5.06219 11.3886 17.77691 9.648577 -13.49242 -.020253 11.85204 120.7269 Linear regression Number of obs F(9, 234) Prob > F R-squared Root MSE DOA Coef SIZE ROA TOBINQ SALE_GROW TANG EFFECT_TAX LIQUIDITY P STATE _cons 0051065 -5.380778 2.915652 5.083368 4.888545 4.256369 -16.86808 -.1454134 7.699362 80.07132 log close name: log: log type: closed on: Robust Std Err .9147092 9762738 8855711 2.826265 6.844556 3.050446 2.018512 042601 2.244472 19.91774 t 0.01 -5.51 3.29 1.80 0.71 1.40 -8.36 -3.41 3.43 4.02 P>|t| 0.996 0.000 0.001 0.073 0.476 0.164 0.000 0.001 0.001 0.000 = = = = = 244 47.10 0.0000 0.5902 12.697 [95% Conf Interval] -1.797011 -7.304187 1.170941 -.4848089 -8.596281 -1.753479 -20.84486 -.2293439 3.277407 40.83031 1.807224 -3.457368 4.660363 10.65155 18.37337 10.26622 -12.8913 -.0614829 12.12132 119.3123 C:\Users\Administrator\Desktop\KQSTATA.smcl smcl 13 Jun 2020, 22:14:45 vif Variable VIF 1/VIF LIQUIDITY P TOBINQ TANG SIZE ROA STATE SALE_GROW EFFECT_TAX 1.68 1.59 1.56 1.41 1.31 1.29 1.19 1.12 1.04 0.596480 0.627266 0.639346 0.707670 0.764757 0.773955 0.840930 0.891098 0.962239 Mean VIF 1.36 10 VII Tài liệu tham khảo Bài báo nghiên cứu “Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp công nghiệp nhìn từ mơ hình GMM” Tạp chí Tài kỳ I, tháng năm 2016 Các số liệu lấy từ báo tài chính, cáo bạch 24 công ty đối tượng nghiên cứu Bài báo “Bàn Tác động cấu trúc vốn tới hiệu kinh doanh” Tạp chí Tài kỳ tháng 5/2019 Các số liệu, thơng tin từ trang CafeF, Vietstock,… NHẬN XÉT: - Nhóm có cố gắng việc thu thập liệu Có khả sử dụng Stata để xử lý thực kiểm định Có thể đọc kết từ kiểm định cách Phần viết thất bại lớn nhất, phần quan trọng báo cáo sơ sài Xem comment phía Điểm: + = 11 ... hình "Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp công nghiệp nhìn từ mơ hình GMM" Mục tiêu, đối tượng nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu: - Nghiên cứu đề nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh. .. cứu 4.1 Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp Trong nghiên cứu khác, đề cập đến cấu trúc vốn tỷ lệ tương quan vốn chủ sở hữu vốn vay doanh nghiệp Vì vậy, nghiên cứu này, cấu trúc vốn nhóm... tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ngành cụ thể điều cần thiết Với lí nêu trên, nhóm em chọn đề tài nghiên cứu: "Nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp cơng nghiệp nhìn từ mơ hình OLS" Tổng