GIỚI THIỆU
Lí do hình thành đề tài
Nền kinh tế hiện nay đầy biến động và phức tạp, cùng với xu hướng toàn cầu hóa, hội nhập kinh tế đang diễn ra nhanh chóng, các công ty cổ phần với ưu điểm về khả năng huy động vốn được thành lập ngày càng nhiều, sự cạnh tranh vì đó càng gay gắt hơn Việc sử dụng nguồn vốn cần được tính toán hợp lý cẩn thận để đảm bảo khả năng duy trì doanh nghiệp Các công ty cổ phần với cấu trúc vốn 100% vốn chủ sở hữu chưa hẳn là lựa chọn tối ưu, nhất là trong hoàn cảnh kinh tế khó khăn hiện nay Việc sử dụng vốn vay là một nhu cầu cần thiết và phổ biến tại các doanh nghiệp Tuy nhiên khi sử dụng nguồn vốn nào thì cũng đều xuất hiện một loại chi phí gọi là chi phí đại diện - là do có sự tách bạch về quyền quản lý và quyền sở hữu
Chi phí đại diện luôn tồn tại trong các công ty cổ phần, thể hiện một cách gián tiếp rằng : quyền hạn ban giám đốc, các vị trí điều hành chủ chốt … bị hạn chế, do đó khó linh hoạt với các quyết định điều hành khi chịu quá nhiều kiểm soát từ các nhà cung cấp tài chính
Grossman and Hart (1982), Williams (1987) thấy rằng đòn bẩy tài chính đóng vai trò quan trọng trong việc giảm chi phí đại diện Nợ làm giới hạn các nhà quản trị tiêu dùng ít hơn và tiêu dùng phải hiệu quả hơn để có thể tiếp tục quản lý và nhiệm vụ của mình Mặc dù lý thuyết về cấu trúc vốn cho rằng mức độ nợ càng cao thì càng tối ưu (các món nợ khiến nhà quản trị phải trả lãi và gốc định kỳ và giảm đi khả năng các nhà quản trị đầu từ vào các dự án không tối ưu Đòn bẩy tài chính cao cũng mang đến sự giám sát từ bên ngoài: chủ nợ và kiểm toán, giám sát hoạt động và giảm đi những hành vi xấu của nhà quản trị) Tuy nhiên cũng có ý kiến lại cho rằng mức độ nợ cao có thể tạo ra việc chuyển rủi ro hoặc thay thế tài sản, gây ra chi phí đại diện của nợ Ví dụ như trong cấu trúc vốn có mức độ sử dụng nợ cao hơn, nhà quản trị đại diện cho cổ đông có thể đầu tư vào các dự án rủi ro cao với mong muốn đạt được lợi nhuận cao Nếu như dự án thành công thì lợi ích mang đến cho cổ đông dưới dạng thu nhập gia tăng, nhưng nếu không thành công thì chủ nợ lại phải gánh chịu chi phí Như vậy là rủi ro đã chuyển từ cổ đông sang cho chủ nợ Đây được gọi là vấn đề đại diện của nợ, tức là mâu thuẫn lợi ích giữa chủ nợ và cổ đông Jensen and Meckling (1976) cho rằng vấn đề đại diện của nợ xuất phát từ mâu thuẫn lợi ích giữa chủ nợ và cổ đông Các chủ nợ thì không muốn để mức nợ của công ty lên đến 100%, vì rủi ro dành cho họ tăng lên khá cao
Chi phí đại diện của nợ liên quan tới việc giám sát của chủ nợ Nếu chủ nợ có thể giám sát chặt chẽ hoạt động của nhà quản trị thì chi phí đại diện của nợ sẽ thấp hơn Tài sản cố định của công ty dễ dàng giám sát hơn, trong khi đó, tài sản có tính thanh khoản và các tài sản không cố định trong nhà xưởng, thiết bị lại khó bị các chủ nợ giám sát Vì vậy các tài sản không được giám sát này có thể được đầu tư sai dự án, các nhà quản trị có thể dùng những tài sản này để chiếm hữu tài sản từ chủ nợ Trong lĩnh vực tài chính, tại những thời điểm bình thường, ngân hàng và trái chủ - những người cho doanh nghiệp vay tiền- sẽ có cùng quan điểm với các chủ sở hữu trong việc mong muốn doanh nghiệp thành công và phát đạt Nhưng khi một doanh nghiệp gặp khó khăn, sự thống nhất về mục tiêu chung có thể đổ vỡ Vào những lúc như vậy sự thay đổi ban quản lý là điều cần thiết để cứu doanh nghiệp, nhưng những nhà cho vay lại không còn muốn tiếp tục đầu tư vào doanh nghiệp và họ quan tâm đến việc thu hồi lại khoản tiền cho doanh nghiệp vay Sự tranh cãi có thể xảy ra giữa các nhà tài trợ khác nhau và khi các chủ nợ cảm nhận công ty có khả năng bị phá sản sẽ có sự tranh giành giữa các chủ nợ nhằm giành cho mình một vị trí ưu tiên hơn để nhận lại khoản vay theo thứ tự chi trả của luật phá sản Ngoài ra, khi doanh nghiệp rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính ( Kiệt quệ tài chính xảy ra khi không thể đáp ứng các hứa hẹn với các chủ nợ hay đáp ứng một cách khó khăn Đôi khi kiệt quệ tài chính đưa đến phá sản, đôi khi nó chỉ có nghĩa là đang gặp khó khăn, rắc rối ), các mâu thuẫn quyền lợi sẽ cản trở các quyết định đúng đắn về hoạt động, đầu tư, và tài trợ Các cổ đông thường từ bỏ mục tiêu thông thường là tối đa hóa giá trị thị trường doanh nghiệp và, thay vào đó, theo đổi mục tiêu hạn hẹp hơn là quyền lợi riêng của mình Họ thường có khuynh hướng thực hiện các “trò chơi” riêng mà phần thiệt hại sẽ do các chủ nợ gánh chịu Sự bất cân xứng thông tin cũng xảy ra rất thường xuyên Thông tin giữa nhà quản lý và các chủ nợ cũng rất khác nhau, nhất là khi công ty đang gặp khó khăn về tài chính Chi phí đại diện cao làm giảm năng lực sản xuất của công ty Điều này có thể đưa công ty đến bờ vực phá sản Liệu có một tác động nào từ cấu trúc vốn lên chi phí đại diện để có thể giảm loại chi phí này không? Việc sử dụng một cấu trúc vốn với nợ cao có thể giúp giảm đi chi phí đại diện củanợ hay không? Đề tài “ Tác động của cấu trúc vốn lên chi phí đại diện của nợ - Thực nghiệm ở các công ty niêm yết tại Việt Nam”được thực hiện vì tính cần thiết, phù hợp với thực tế Trước đó đã có rất nhiều nghiên cứu về tác động của cấu trúc vốn lên chi phí đại diện (Utami et al, 2011; Byrd, 2010; Mcknight and Weir, 2009; Florackis, 2008; Jong and Dijk, 2007; Fleming, 2005; Wu, 2004; Ferreira, 2004; Mao, 2003), nhưng rất ít nghiên cứu về tác động của nợ ngân hàng Nghiên cứu này đề cập cả tác động kiểm soát của cấu trúc sở hữu bằng cách hợp nhất phần quyền sở hữu vốn của các nhà quản trị với sự tập trung quản trị, tác động của sự tập trung sở hữu lên chi phí của nợ.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu đi vào xem xét tác động của cấu trúc vốn lên chi phí đại diện của nợ Mục tiêu đặt ra là xem xét việc sử dụng một cấu trúc với nợ cao có thể làm giảm đi chi phí đại diện của nợ hay không, trong đó có xét đến tác động của nợ ngân hàng Và cùng với đó, nghiên cứu cũng xem xét tác động của cấu trúc sở hữu lên chi phí đại diện (xem khi phần sở hữu của các nhà quản trị gia tăng, hoặc sự tập trung quản trị gia tăng có làm giảm chi phí đại diện này không).
Câu hỏi nghiên cứu
Bài nghiên cứu hướng đến trả lời cho hai câu hỏi:
1.Việc sử dụng cấu trúc vốn với tỷ lệ nợ cao có làm giảm chi phí đại diện của nợ hay không? Trong đó nợ ngân hàng cao có làm giảm chi phí đại diện không?
2 Sự gia tăng quyền sở hữu của nhà quản trị và tập trung quản trị có làm giảm chi phí đại diện của nợ không?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
Đối tượng nghiên cứu là các công ty phi tài chính tại Việt Nam
Phạm vi nghiên cứu là các công ty được niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP HCM (HOSE) và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX)
Nghiên cứu có kết cấu như sau:
Chương 1: Giới thiệu (lí do hình thành đề tài, mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu)
Chương 2: Tổng quan lý thuyết (trình bày những cơ sở lý thuyết trước đây liên quan đến các biến của bài nghiên cứu)
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Kết quả thực nghiệm (và giải thích kết quả thực nghiệm) Chương 5: Kết luận.
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
Các lý thuyết về chi phí đại diện và quyền sở hữu của nhà quản trị
Nghiên cứu của Kole (1995) cho rằng quyền sở hữu của nhà quản trị có thể ảnh hưởng lên các công ty lớn và nhỏ theo các giá trị khác nhau
Nghiên cứu của Lasfer (2002) cho rằng vai trò giám sát của cổ đông lớn (nắm giữ phần nhiều cổ phiếu) và trái chủ không có hiệu quả Lasfer kết luận rằng chỉ các cty có tăng trưởng thấp mới có thể có lợi ích bằng quyền sở hữu của nhà quản trị và cấu trúc ban quản trị trong việc kiểm soát vấn đề đại diện
Jung and Kwon (2002) quản lý các công ty Hàn Quốc và thấy rằng cổ đông lớn có động cơ để quản lý việc giám sát một cách chủ động Nhưng trong trường hợp của Hàn Quốc thì các cổ đông lớn không phải là chuyên gia trong việc giám sát, và họ đã thất bại trong việc thiết lập chiến lược phù hợp việc quản trị
Kusnadi (2003) tìm ra hai yếu tố chính quyết định việc nắm giữ tiền mặt là quy mô ban quản trị và quyền sở hữu của cổ đông lớn không nắm quyền quản lý, và thấy rằng quyền sở hữu của cổ đông lớn không quản lý mà nhỏ thì công ty đối mặt với việc quản lý không chặt chẽ và vấn đề đại diện của nợ rất xấu
Nghiên cứu của Byrd (2010) không tìm thấy bằng chứng về việc quyền sở của nhà quản trị hay sự độc lập của ban quản trị có thể làm giảm đi mâu thuẫn đại diện
Mustapha and Ahmad (2011) thấy rằng quyền sở hữu của nhà quản trị trong một tổ chức càng lớn thì tổng chi phí giám sát càng thấp Nghiên cứu này cũng ủng hộ quan điểm quyền sở hữu của nhà quản trị dẫn đến hội tụ lợi ích giữa chủ sở hữu và nhà quản lý Điều này có nghĩa là một sự gia tăng trong phần quyền sở hữu bên trong được mong đợi sẽ dẫn đến sự gia tăng giá trị của công ty vì lợi ích của cổ đông bên trong và bên ngoài lúc này hội tụ, vì vậy sẽ ít có sự bất cân xứng thông tin hơn Trước đó, giả thuyết “hội tụ lợi ích” của Jensen (1993) cũng đã đề xuất rằng việc nắm giữ cổ phần của nhà quản trị có thể làm cho lợi ích của cổ đông và nhà quản trị hội tụ, vì khi phần sở hữu của nhà quản trị gia tăng, thì hoạt động công ty cũng gia tăng Ngược lại, Morck et al (1988) lại tranh luận rằng mức độ sở hữu của nhà quản trị càng cao thì có thể dẫn đến sự “bảo thủ”, vì các cổ đông bên ngoài không thể đồng ý theo hoạt động của các nhà quản trị.
Các lý thuyết về chi phí đại diện và và quyền sở hữu tập trung
Fan and Wong (2002) phát biểu trong nghiên cứu của mình, cho rằng quyền sở hữu tập trung tạo ra mâu thuẫn trung gian giữa chủ sở hữu quản lý và nhà đầu từ bên ngoài
Doukas and Pantzalis (2003) định nghĩa chi phí đại diện của nợ là mâu thuẫn giữa cổ đông và trái chủ Họ thấy rằng các công ty đa quốc gia (MNCs) có điểm yếu là có chi phí đại diện của nợ cao hơn so với các công ty nội địa vì sự đa dạng về địa lý dẫn đến khó khăn trong việc chủ động giám sát, và chi phí giám sát đắt đỏ hơn các công ty nội địa
Nghiên cứu của Singh and Davidson (2003) đưa ra bằng chứng yếu về việc quyền sở hữu tập trung cao hơn có thể làm giảm chi phí đại diện trong khi Anderson and Reeb (2003) lại chỉ ra rằng các cty gia đình có thể có chi phí đại diện thấp hơn nhờ có cấu trúc sở hữu vốn tập trung
Ehsan (2012) nhận thấy rằng ở Pakistan, cổ đông bên trong công ty không chỉ chiếm hữu chặt chẽ các quỹ mà còn chiếm hữu cả các quyền tối thiểu không được bảo vệ tốt theo luật công ty, và vì những lí do này mà các cổ đông bên trong bằng sự tập trung nắm giữ cổ phiếu có khả năng lạm dụng quyền của mình cho lợi ích cá nhân Pakistan là một nền kinh tế mới nổi, mà ở các nền kinh tế này thì các quyền lợi thiểu số không được luật công ty bảo vệ tốt, vì vậy nên các cổ đông nắm quyền nhiều hơn có khả năng lạm quyền để thu lợi ích cá nhân.
Chi phí đại diện và nợ ngân hàng
Grosseman and Hart (1982) là những người đầu tiên đưa ra tranh luận rằng các nhà quản trị có thể tích cực sử dụng nợ hơn là vốn cổ phần Tương tự, thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986) xem nợ như một lợi lích gia tăng vì công ty nỗ lực cải thiện năng suất của tài sản và kết quả là nợ cần phải tăng Nợ không chỉ làm giảm dòng tiền tự do mà còn khiến các nhà quản trị hoạt động hiệu quả thông qua thị trường nợ
Jensen (1986) phát biểu trong nghiên cứu của mình rằng các tổ chức phải thường xuyên tìm vốn trên thị trường tài chính Vào lúc này thị trường có cơ hội đánh giá công ty, đánh giá sự quản lý và các dự án được đưa ra của công ty Các giám đốc ngân hàng và các nhà phân tích đóng vai trò quan trọng trong việc giám sát này, và đánh giá của thị trường thể hiện rõ ràng trong giá mà các nhà đầu tư trả cho quyền lợi tài chính Lý thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986) xem xét rằng nợ có thể làm giảm đi vấn đề đại diện giữa cổ đông và nhà quản trị của công ty và thúc đẩy nhà quản trị điều hành hoạt động theo lợi ích của cổ đông Nợ có thể làm giảm chi phí đại diện, nhưng nợ quá nhiều có thể dẫn đến rủi ro vì nó gia tăng khả năng phá sản
Shleifer and Vishny (1997) cung cấp khảo sát mở rộng về vai trò của nợ trong việc giảm đi mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản trị và cổ đông
Trong nghiên cứu của mình, Ferreira (2004) thấy là việc nắm giữ tiền mặt chịu tác động cùng chiều với đòn bẩy Giữa nợ ngân hàng và việc nắm giữ tiền mặt lại tìm thấy mối quan hệ ngược chiều Mối quan hệ ngược chiều này củng cố rằng mối quan hệ thân thiết với ngân hàng sẽ cho phép công ty ít nắm giữ tiền mặt hơn, vì lí do phòng ngừa Trước đó, Ang et al (2000) cũng thấy rằng chi phí đại diện giảm đi khi công ty phụ thuộc vào việc giám sát nhiều hơn từ phía ngân hàng Họ tranh luận rằng ngân hàng thông thường là yêu cầu nhà quản lý của công ty báo cáo trung thực kết quả họat động và việc điều hành công ty có hiệu quả, có lợi nhuận, việc giám sát của ngân hàng bổ sung cho việc giám sát của cổ đông với nhà quản lý, gián tiếp giảm đi chi phí đại diện Đó là vì bằng cách gánh chịu chi phí để bảo vệ cho khoản vay của mình thì ngân hàng đã đưa công ty đến hoạt động hiệu quả hơn bằng việc tận dụng tài sản tốt hơn và làm giảm đi những tiêu dùng đặc quyền để cải thiện hoạt động tài chính báo cáo cho ngân hàng Vì vậy, những người có quyền ưu tiên thấp hơn, như cổ đông bên ngoài, nên nhận thấy rằng những cái bên ngoài như sự giám sát của ngân hàng là sự tích cực, làm cho chi phí đại diện thấp hơn Thêm vào đó, các giám đốc ngân hàng địa phương có khả năng nắm bắt được những thông tin liên quan đến công ty thông qua tương tác với khách hàng của công ty và nhà cung ứng, những khả năng thuận lợi này giúp họ thành những nhà giám sát đặc biệt giỏi
Fleming et al (2005) kiểm tra giả thuyết sự tách biệt quyền sở hữu và quản lý tạo ra chi phí đại diện trên mẫu là các công ty vừa và nhỏ của Úc Nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ số nợ trên tài sản, ủy quyền cho ngân hàng giám sát,và chi phí đại diện không cho ra kết quả rõ ràng
Nghiên cứu của Florackis (2008) kiểm tra xem liệu rằng nguồn tài chính nợ có ý nghĩa trong việc giảm đi vấn đề đại diện hay không Ông đưa kết quả trong nghiên cứu của mình rằng nợ ngân hàng là công cụ giám sát hiệu quả để giảm đi chi phí đại diện trong các công ty ở Anh Quyền sở hữu của nhà quản trị, sự tập trung quyền sở hữu và trong một số phạm vi nào đó, nợ ngân hàng cũng có thể hoạt động như một cơ chế hoặc công cụ quản lý tiềm năng cho các công ty ở Anh Ví dụ như thông báo của một hợp đồng ngân hàng truyền tải tín hiệu tốt về người đi vay, xem người đi vay có là đối tượng an tòan không, khả thi không, và vì vậy mà giảm đi sự bất cân xứng thông tin giữa người mượn và nhà đầu tư Hơn nữa, vẫn còn tranh cãi rằng nợ ngân hàng có thuận tiện để so sánh với nợ thương mại trong việc giám sát công khai hoạt động công ty và thu thập xử lý thông tin hay không.
Chi phí đại diện và cấu trúc vốn
Jensen (1986) cho rằng nợ như là cứu cánh của vấn đề đại diện Để cứu phần tiền mặt bị các nhà quản trị sử dụng không hiệu quả, một phần dòng tiền mặt được đưa trực tiếp cho các trái chủ, điều này có nghĩa là dòng tiền mặt được lấy ra khỏi công ty
Ang and Cox (1997) đưa ra kết quả rằng nợ không có tác động cố định trong việc kiểm soát chi phí đại diện của giao dịch bên trong
Vilasuso and Minkler (2001) cũng thấy rằng cấu trúc vốn tối ưu làm giảm đi chi phí đại diện Phát hiện chính là mặc dù vốn cổ phần làm giảm chi phí giao dịch khi tài sản có chức năng chuyên biệt cao, vốn cổ phần cũng bảo vệ cho trái chủ không gánh chịu sự gia tăng của rủi ro mà làm giảm đi chi phí đại diện Kết quả là cấu trúc vốn tối ưu của công ty vừa sử dụng vốn cổ phần vừa sử dụng nợ làm giảm đi tổng chi phí đại diện và sự chuyên biệt của tài sản
Lingling Wu (2004) khám phá ra rằng lượng dòng tiền mặt tự do gia tăng cùng với sự gia tăng của nợ trong trường hợp các công ty tăng trưởng thấp Trong nghiên cứu trước đó của Mao (2003) lại tìm thấy một số kết quả trái ngược Ông định nghĩa chi phí đại diện của nợ là sự khác nhau giữa giá trị hiện tại ròng của các công ty 100% vốn cổ phần và các công ty dùng đòn bẩy Trong nghiên cứu của mình, ông nhắc đến hai chi phí đại diện của nợ: sự chuyển rủi ro và đầu tư dưới mức Ông nghiên cứu đầu tư thay đổi biên, mức nợ tối ưu và vấn đề đầu tư dưới mức với chi phí đại diện và thấy rằng chi phí đại diện của nợ không gia tăng cùng với sự gia tăng đòn bẩy Vì nếu sự thay đổi của dòng tiền dự án gia tăng theo phạm vi đầu tư, sự chuyển rủi ro bởi các cổ đông sẽ làm giảm đi vấn đề đầu tư dưới mức
De Jong và Van Dijk (2007) nghiên cứu bốn loại vấn đề đại diện, chẳng hạn như chuyển nhượng tài sản trực tiếp, thay thế tài sản, đầu tư dưới mức và quá mức nhưng không tìm thấy bất kỳ mối quan hệ nào giữa vấn đề đại diện và đòn bẩy
Kết quả nghiên cứu của Byrd (2010) cho ra kết quả rằng nợ lớn làm giảm vấn đề đại diện, các phân tích cũng ủng hộ lý thuyết của Jensen là việc thanh toán bắt buộc bằng tiền mặt cho các khoản nợ, có liên quan đến chi phí đại diện thấp hơn
Utami et al (2011) phát biểu trong nghiên cứu rằng các công ty sử dụng nợ và chính sách cổ tức để giảm đi vấn đề dòng tiền tự do Trước đó, McKnight and Weir (2009) nghiên cứu thấy các công ty với nợ nhiều hơn có xu hướng có chi phí đại diện thấp hơn
Có thể thấy phần lớn các nhà nghiên cứu xác định rằng nợ khiến cho các nhà quản trị phải chú tâm đến lợi ích của cổ đông cũng như các chủ nợ Giả thuyết đặt ra trong bài nghiên cứu này là việc sử dụng nợ làm giảm đi chi phí đại diện của chủ nợ.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Giới thiệu
Bài nghiên cứu sử dụng phần mềm Stata 11 để hồi quy đa biến dữ liệu bảng với bộ số liệu tổng hợp trong giai đoạn từ 2008-2012 cho các công ty phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP HCM (HOSE) và Hà Nội (HNX) theo mô hình phù hợp nhất trong ba mô hình Pooled Regress Model, Fixed Effect Model, Random Effect Model
Các kiểm định cần thiết cho hồi quy để đảm bảo tính tin cậy, hiệu quả được thực hiện như kiểm tra tương quan các biến thông qua ma trận tương quan, đa cộng tuyến bằng hệ số VIF, phương sai thay đổi, tự tương quan và khắc phục phương sai thay đổi, tự tương quan.
Chọn mẫu và thu thập dữ liệu
Mẫu thu thập được lấy từ 25 công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và 25 công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong 5 năm từ 2008 đến 2012, đại diện cho các ngành khác nhau
Dữ liệu thu thập cho các biến nghiên cứu thực nghiệm được lấy từ các báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty niêm yết Các công ty được đưa vào mẫu là các công ty niêm yết trước khi kết thúc năm tài chính 2008, tức là trước ngày 31/12/2008, mẫu chọn các công ty trả cổ tức bằng tiền, có trả cổ tức trong vòng 5 năm, và hiện nay vẫn còn niêm yết Giá trị cho các biến được tính toán dựa vào công thức cụ thể của từng biến liên quan đến mô hình Giá cả dùng cho tính toán được thống kê từ các phiên giao dịch tại sở giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HOSE) và sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX), tỷ lệ thanh toán cổ tức là tỷ lệ cổ tức bằng tiền mặt, số lượng cổ phiếu lưu hành, các số liệu lấy vào cuối năm, 31/12.
Mô hình nghiên cứu
Các nhà nghiên cứu trước đây đã xác định nhiều cách đo lường chi phí đại diện Manson (2008) tính chi phí đại diện là sự khác biệt giữa tổng giá trị của công ty 100% vốn cổ phần và công ty có sử dụng đòn bẩy Doukas and Pantzalis (2003) sử dụng ba định nghĩa của chi phí đại diện là Tỷ lệ thị trường/ sổ sách, Tỷ lệ tổng tài sản/ Tài sản cố định gộp và phần đo lường dòng tiền tự do Kayakachoian (2000) và Prowse (1990) cũng dùng ba phương pháp đo lường chi phí đại diện: Một là mức độ nghiên cứu và phát triển; hai là phần tài sản của công ty không đầu tư vào thiết bị, tài sản cố định; ba là tính thanh khoản của tài sản công ty, được đo bằng tỷ số cúa tiền và các chứng khoán có giá/ tổng tài sản Trong nghiên cứu của Khan et al
(2012), chi phí đại diện được đo lường bằng phần tài sản không đầu tư vào tài sản, thiết bị cố định; và tính thanh khoản của tài sản công ty
Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính của Khan et al (2012) vì Pakistan là một nền kinh tế mới nổi, tương đồng với Việt Nam, cùng thuộc khu vực châu Á, thời gian thực hiện khá mới, phù hợp tình hình kinh tế hiện đại Nghiên cứu thực hiện hồi quy dữ liệu bảng Các biến nghiên cứu được chọn theo mô hình của Khan et al (2012), tuy nhiên biến giả vì không được định nghĩa rõ ràng nên bị loại bỏ Các biến lựa chọn cho nghiên cứu này bao gồm 1 biến phụ thuộc là Chi phí đại diện của nợ (ACD), nhưng được đo lường theo hai mô hình:
Mô hình 1: Chi phí đại diện của nợ là phần tài sản không đầu tư vào tài sản và thiết bị cố định
Mô hình 2: Chi phí đại diện của nợ là tính thanh khoản của tài sản công ty
Vì mục tiêu nghiên cứu là xem xét tác động của cấu trúc vốn với tỷ lệ nợ cao lên chi phí đại diện, do đó các biến như nợ ngân hàng/ tổng nợ, nợ ngắn hạn/ tổng nợ, tỷ lệ nợ ngắn hạn/ tổng nợ được đưa vào Các biến tổng nợ/ tổng tài sản, nợ dài hạn/ tổng tài sản, EBIT/ tổng tài sản được đưa vào để xem khả năng thanh toán nợ tác động đến chi phí đại diện Cấu trúc sở hữu cũng được thể hiện bằng hai biến là sự sở hữu của nhà quản trị và sự tập trung quản trị
Theo đó sẽ có hai mô hình hồi quy với 10 biến độc lập, trong đó 2 biến về cấu trúc sở hữu, 4 biến về cấu trúc vốn và 4 biến điều khiển Mô hình nghiên cứu thực nghiệm như sau:
ACDIit = β0 + β1 (MNG) + β2 (CONCENT) + β3 (BANK) + β4 (DR) + β5 (SHORTDEBT) + β6 (TOTALDEBT) + β7(DP) + β8 (PROF) + β9 (SIZE) + β10 (Q) + εit
ACDIIit = β0 + β1 (MNG) + β2 (CONCENT) + β3 (BANK) + β4 (DR) + β5 (SHORTDEBT) + β6 (TOTALDEBT) + β7(DP) + β8 (PROF) + β9 (SIZE) + β10 (Q) + εit
Trong đó, định nghĩa các biến được trình bày trong bảng 3.1
Bảng 3.1: Các biến quan sát trong mô hình nghiên cứu
Biến Ký hiệu Diễn giải
Chi phí đại diện của nợ (mô hình 1) ACDI
Phần tài sản không đầu tư vào thiết bị cố định, tính bằng cách: 1- tài sản cố định/Tổng tài sản
Chi phí đại diện của nợ (mô hình 2) ACDII
Thanh khoản của tài sản = Tiền Mặt&
Chứng Khoán có thể chuyển thành tiền/ Tổng tài sản
Cấu trúc quyền sở hữu
Quyền sở hữu của nhà quản trị MNG Tỷ lệ % quyền sở hữu vốn nắm giữ bởi nhà quản lý
Sự tập trung quyền sở hữu CONCENT Tổng vốn nắm giữ bởi cổ đông góp vốn trên 5%
Nợ ngân hàng BANK Nợ ngân hàng/ tổng nợ
Nợ ngắn hạn SHDEBT Nợ ngắn hạn/ tổng nợ
Tổng nợ TDEBT Tổng nợ/ Tổng tài sản
Tỷ lệ nợ DR Nợ dài hạn/Tổng tài sản
Tỷ lệ chi trả cổ tức DP Cổ tức/ EPS
Khả năng sinh lợi PROF EBIT/ Tổng tài sản
Quy mô SIZE Natural logarith của tổng tài sản
Tobin Q = (giá thị trường của VCP + giá trị sổ sách của nợ)/Giá trị sổ sách của tổng tài sản
Kì vọng về dấu của các biến như sau:
Biến Ký hiệu Dấu kì vọng
Quyền sở hữu của nhà quản trị MNG -
Sự tập trung quyền sở hữu CONCENT -
Tỷ lệ chi trả cổ tức DP -
Khả năng sinh lợi PROF -
Kế hoạch phân tích dữ liệu
Trình tự phân tích dữ liệu được tiến hành theo các bước cụ thể như sau:
- Dùng phân tích thống kê mô tả để thấy rõ về thông tin tổng hợp của tất cả các biến như trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất
- Dùng ma trận tương quan phân tích mối tương quan giữa các biến để thấy được sự tương quan và mối liên hệ tuyến tính của các biến, đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến
- Tiến hành phân tích hồi quy đa biến bằng mô hình Pooled Regression, mô hình ảnh hưởng cố định (FEM), mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) cho dữ liệu bảng Trong mô hình Pooled Regression tiến hành kiểm tra đa cộng tuyến và khắc phục nếu có
- Tiếp theo dùng các kiểm định như Hausman test, Likelihood Test, Breuch- Pagan Test để kiểm định xem phương pháp nào thực sự phù hợp hơn hơn với bộ dữ liệu này
- Sau đó kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi cho mô hình được chọn để đảm bảo độ tin cậy của ước lượng Nếu mô hình mắc phải phương sai thay đổi thì khắc phục bằng phương pháp hồi quy GLS hay cụ thể là WLS tức là bình phương bé nhất theo trọng số cho OLS và GLS cho dữ liệu bảng cân bằng của hồi quy FEM Nếu mô hình mắc phải tự tương quan thì có thể kiểm định tự tương quan không tin cậy vì chiều thời gian nghiên cứu còn ít
- Cuối cùng là thảo luận về kết quả nghiên cứu thực nghiệm của phương pháp được chọn.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
Thống kê mô tả
Thống kê mô tả cho các biến nghiên cứu bao gồm 25 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TPHCM (HOSE) và 25 công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn năm năm từ năm 2008 đến năm 2012, các biến được tính toán từ các báo cáo tài chính, thông tin giao dịch thống kê hàng ngày tại sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và tại sở giao dịch chứng khoán thành phố Hà Nội (HNX) Kết quả thống kê mô tả được thể hiện trong bảng 4.1
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến
Biến quan sát Tên biến Cỡ mẫu
Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max
Chi phí đại diện của nợ
Chi phí đại diện của nợ
Quyền sở hữu của nhà quản trị MNG 250 0.0705 0.1208 0.0000 0.5940
Sự tập trung quyền sở hữu CONCENT 250 0.5557 0.1700 0.0944 0.9520
Tỷ lệ chi trả cổ tức DP 250 1.0973 7.3434 -11.1111 115.3846
Khả năng sinh lợi PROF 250 0.0635 0.0695 -0.1917 0.3757
Biến độc lập đầu tiên là quyền sở hữu của nhà quản trị Biến này trong mẫu nghiên cứu có trung bình là 7.05% với độ lệch chuẩn 12.08% Các công ty Việt Nam có quyền sở hữu của nhà quản trị trung bình là 7.05%, tối thiểu là 0% và tối đa là 59.4% Kết quả thống kê mô tả chỉ ra rằng các công ty Việt Nam có xu hướng nhà quản trị ít sở hữu cổ phiếu, phù hợp với thực tế là các nhà quản trị chủ yếu được thuê để điều hành công ty vì không phải chủ sở hữu nào cũngcó khả năng điều hành công ty Giá trị tối đa sự tập trung quyền sở hữu trong các công ty Việt Nam là 95.2% và giá trị trung bình là 55.57% Kết quả này chỉ ra rằng sự tập trung quyền sở hữu trong các công ty Việt Nam là khá cao
Trung bình tỷ lệ nợ ngân hàng trên tổng nợ là 12.48% Điều này có nghĩa là trong tổng số nợ các công ty Việt Nam sử dụng thì nợ từ ngân hàng là 12.48% Tỷ lệ thấp nhất là 0 và cao nhất là 89.22% Tỷ lệ nợ trung bình là 11.22% với độ lệch chuẩn là 17.3% Giá trị tối thiểu và tối đa trong khoảng 0 đến 65.48% Tỷ lệ chi trả cổ tức trung bình 1.0973 Giá trị độ lệch chuẩn của nó là 7.3434 Giá trị tối thiểu của nó là -11.11 Đó là bởi vì ở Việt Nam có một số doanh nghiệp có lợi nhuận âm trên mỗi cổ phiếu Giá trị tối đa cho tỷ lệ này là 115.38 Trung bình tỷ lệ nợ ngắn hạn với tổng nợ là 82.13% Trung bình của tỷ lệ tổng nợ với tổng tài sản là 49.71% và giá trị tối thiểu, tối đa là 4.02% và 92.44%
Khả năng sinh lợi là thước đo của sự hiệu quả Mức trung bình của khả năng sinh lợi là 0.0635 với độ lệch chuẩn là 0.0695 Tổng quát hóa từ kết quả thống kê này cho thấy rằng khả năng sinh lợi của các công ty Việt Nam khoảng 6.35% Một số công ty thua lỗ dẫn đến giá trị tối thiểu của khả năng sinh lợi là -19.17% và giá trị tối đa là 37.57% Quy mô trung bình của các công ty Việt Nam thông qua mẫu thu thập là 26.63 Trong bài nghiên cứu, trung bình cơ hội tăng trưởng là 0.9124 với độ lệch chuẩn là 0.2975 Với trung bình cơ hội tăng trưởng nhỏ hơn một, cổ phiếu của các công ty Việt Nam đang bị định giá thấp và nó có tiềm năng để tăng trưởng
Một mặt, nó có giá trị tối thiểu là 0.3372 và mặt khác, nó có giá trị tối đa là 2.6051
Biến phụ thuộc chi phí đại diện của nợ (Mô hình1) ACDI có trung bình 68.28%, giá trị tối đa 100% và tối thiểu là 13.8% Kết quả này cho thấy chi phí đại diện của nợ của các công ty Việt Nam theo Mô hình 1 là khá cao Trong khi đó, chi phí đại diện của nợ (Mô hình 2) ACDII có trung bình 14.45%, giá trị tối đa 64.34% và tối thiểu là 0.02%, cho thấy chi phí đại diện của nợ của các công ty Việt Nam khá thấp.
Phân tích tương quan
Phân tích tương quan tất cả các biến được tiến hành để kiểm tra mối liên hệ giữa tất cả các biến trong suốt thời kỳ nghiên cứu thông qua ma trận tương quan giữa các biến được ước lượng Bảng 4.2 trình bày kết quả phân tích tương quan, trong đó các biến được xét theo mối tương quan từng đôi một
Bảng 4.2 cho thấy có các hệ số tương quan có trị tuyệt đối lớn hơn 0.8 thể hiện mối tương quan mạnh và điều này dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của dữ liệu các biến trong mô hình
Kết quả cho thấy hai biến phụ thuộc có mối tương quan dương với nhau với hệ số tương quan 0.273 (p < α (0.05)), đó là ACDI và ACDII tương ứng với tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào tài sản cố định, máy móc thiết bị và tính thanh khoản của tài sản công ty Điều này chỉ ra rằng khi tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào tài sản cố định, máy móc thiết bị tăng 1% thì sẽ làm tăng tính thanh khoản của tài sản công ty 27.3% ACDI có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với MNG (hệ số tương quan 0.166), với SHDEBT (hệ số tương quan 0.595), với PROF (hệ số tương quan 0.272) Kết quả này cho thấy rằng chi phí đại diện của nợ khi được đo bằng tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào tài sản cố định, máy móc thiết bị sẽ tăng lên cùng với sự gia tăng quyền sở hữu của nhà quản trị, nợ ngắn hạn, khả năng sinh lợi của công ty ACDI có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với CONCENT (hệ số tương quan là -0.342), với BANK (hệ số tương quan: -0.652), với DR (hệ số tương quan: -0.597), với SIZE (hệ số tương quan -0.251) Kết quả này mô tả rằng chi phí đại diện của nợ khi được đo bằng tỷ lệ của tài sản công ty không đầu tư vào tài sản cố định, máy móc thiết bị sẽ giảm với sự gia tăng của sự tập trung quyền sở hữu, nợ ngân hàng, tỷ lệ nợ và quy mô công ty
Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến
*: Có ý nghĩa thống kê ở mức p-value < 0.05
ACDII có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với SHDEBT (hệ số tương quan 0.178), với PROF (hệ số tương quan 0.391) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với MNG (hệ số tương quan:
-0.142), với BANK (hệ số tương quan -0.178), với TDEBT (hệ số tương quan -0.497), với DR (hệ số tương quan -0.219), với SIZE (hệ số tương quan -0.198) Điều này có nghĩa là chi phí đại diện của nợ khi được đo bằng tính thanh khoản của tài sản công ty sẽ tăng cùng với sự tăng của nợ ngắn hạn, khả năng sinh lợi nhưng sẽ giảm với sự gia tăng của quyền sở hữu của nhà quản trị, nợ ngân hàng, tổng nợ, tỷ lệ nợ và quy mô công ty
MNG có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với SIZE (hệ số tương quan 0.152) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p
< α (0.05)) với PROF (hệ số tương quan -0.142) CONCENT có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với BANK (hệ số tương quan 0.256), với DR (hệ số tương quan 0.361), với SIZE (hệ số tương quan 0.45) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với SHDEBT (hệ số tương quan -0.344) BANK có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với TDEBT (hệ số tương quan 0.356), với DR (hệ số tương quan 0.838), với
DP (hệ số tương quan 0.202), với SIZE (hệ số tương quan 0.479) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với SHDEBT (hệ số tương quan -0.854), với PROF (hệ số tương quan -0.209) Kết quả này cho thấy có đa cộng tuyến giữa BANK với DR và BANK với SHDEBT vì có trị tuyệt đối hệ số tương quan lớn hơn 0.8 SHDEBT có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với PROF (hệ số tương quan 0.192) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với TDEBT (hệ số tương quan -0.406), với DR (hệ số tương quan -0.963), với DP (hệ số tương quan -0.166), với SIZE (hệ số tương quan -0.496), với Q (hệ số tương quan -0.149) Kết quả này chỉ ra rằng có đa cộng tuyến giữa SHDEBT với DR TDEBT có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với DR (406), với DR (hệ số tương quan -0.963), với DP (hệ số tương quan 0.523), với SIZE (hệ số tương quan 0.429) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với PROF (hệ số tương quan -0.458) DR có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với DP (hệ số tương quan 0.156), với SIZE (hệ số tương quan 0.51) và có mối tương quan âm và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với PROF (hệ số tương quan -0.281) PROF có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với Q (hệ số tương quan 0.373)
SIZE có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê (p < α (0.05)) với Q (hệ số tương quan 0.284).
Hồi quy đa biến cho dữ liệu bảng
Mô hình hồi quy phù hợp nhất được chọn lựa từ POOLED REGRESSION, Fixed Effect Model (FEM), Random Effect Model(REM)trên dữ liệu bảng sẽ được dùng để kiểm tra tác động của các biến như quyền sở hữu của nhà quản trị (MNG), sự tập trung quyền sở hữu (CONCENT), nợ ngân hàng (BANK), nợ ngắn hạn (SHDEBT), tổng nợ (TDEBT), tỷ lệ nợ (DR), tỷ lệ chi trả cổ tức (DP), khả năng sinh lợi (PROF), quy mô (SIZE), cơ hội tăng trưởng (Q) đến chi phí đại diện của nợ (ACDI, ACDII) của các công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE, HNX trong giai đoạn 2008-2012
4.3.1 Phân tích hồi quy mô hình nghiên cứu mô hình 1 4.3.1.1 Hồi quy Pooled regression
Hồi quy Pooled regression được thực hiện sử dụng dữ liệu bảng của 50 công ty trong vòng 5 năm từ 2008 đến 2012 Kết quả được trình bày ở bảng 4.3
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy Pooled regression mô hình 1
Kết quả hồi quy được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến Vì nếu có đa cộng tuyến có thể gây ra sai tín hiệu hay hệ số tác động không đáng tin cậy của mô hình ước lượng Phương pháp nhân tử phóng đại phương sai VIF được sử dụng để kiểm tra mối tương quan qua lại giữa các biến tác động, nếu như VIF >10 là xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng, ngược lại nếu VIF < 10 là hiện tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng Trong trường hợp này, kết quả từ bảng 4.4 cho thấy biến DR và SHDEBT có VIF > 10, vậy các biến này có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình Để khắc phục đa cộng tuyến, việc loại biến được thực hiện
Bảng 4.4: Kết quả VIF mô hình 1
Biến DR được loại bỏ do có VIF = 22.05 > 10 Phân tích hồi quy Pooled regression và kiểm tra đa cộng tuyến được thực hiện lại Kết quả sau khi loại biến
DR được trình bày trong bảng 4.5 và 4.6 Kết quả chỉ ra rằng tất cả các VIF < 10, đa cộng tuyến không nghiêm trọng, có thể bỏ qua Hệ số R bình phương đạt 0.6032
Do biến SHDEBT cũng có VIF > 10 (VIF = 19.26) Việc loại biến được thực hiện lại với SHDEBT để so sánh R bình phương trong hai trường hợp loại biến, từ đó chọn biến cần loại bỏ chính xác Sau khi biến SHDEBT được loại bỏ, phân tích hồi quy Pooled regression và kiểm tra đa cộng tuyến được thực hiện lại Kết quả sau khi loại biến SHDEBT được trình bày trong bảng 4.7 và 4.8 Kết quả cho thấy tất cả các VIF < 10, đa cộng tuyến không nghiêm trọng, có thể bỏ qua Hệ số R bình phương trong trường hợp này đạt 0.6093 Trường hợp này có hệ số R bình phương lớn hơn trường hợp loại biến DR (0.6032), do đó biến SHDEBT sẽ bị loại bỏ, biến
DR sẽ được giữ lại Kết quả hồi quy Pooled regression sau khi loại biến SHDEBT sẽ được dùng so sánh với mô hình FEM, REM để chọn ra mô hình phù hợp nhất
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy Pooled regression mô hình 1 sau khi loại biến DR
Bảng 4.6: Kết quả VIF mô hình 1 sau khi loại biến DR
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy Pooled regression mô hình 1 sau khi loại biến SHDEBT
Bảng 4.8: Kết quả VIF mô hình 1 sau khi loại biến SHDEBT
4.3.1.2 Hồi quy Fixed Effect Model (FEM)
Phân tích hồi quy dữ liệu bảng được tiến hành bằng mô hình ảnh hưởng cố định FEM, kết quả thể hiện trong bảng 4.9 Kết quả hồi quy FEM sẽ được dùng để so sánh với mô hình Pooled regression, REM để chọn ra mô hình phù hợp nhất
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy FEM mô hình 1
4.3.1.3 Hồi quy Random Effect Model (REM)
Phân tích hồi quy dữ liệu bảng được tiến hành bằng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên REM, kết quả thể hiện trong bảng 4.10 Kết quả hồi quy REM sẽ được dùng để so sánh với mô hình Pooled regression, FEM để chọn ra mô hình phù hợp nhất
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy REM mô hình 1
4.3.1.4 So sánh và lựa chọn mô hình phù hợp nhất
So sánh giữa Pooled regression và FEM Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mô hình Pooled regression và FEM, phương pháp kiểm định Likelihood ratio test được sử dụng với giả thuyết là:
H 0 : Pooled regression tốt hơn FEM
Kết quả của Likelihood ratio test nằm ở dòng cuối cùng của kết quả hồi quy FEM và được trình bày ở bảng 4.11
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định Likelihood ratio test mô hình 1
Kết quả cho thấy p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, do đó sử dụng FEM tốt hơn Pooled regression
So sánh giữa Pooled regression và REM Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mô hình Pooled regression và REM, phương pháp kiểm định Breuch and Pagan test được sử dụng với giả thuyết là:
H 0 : Pooled regression tốt hơn REM Kết quả của Breuch and Pagan test được trình bày ở bảng 4.12
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định Breuch Pagan Test mô hình 1
Breuch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects acdi[cty,t] = Xb + u[cty] + e[cty,t]
Test: Var(u) =0 Chi2(1) = 79.83 Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả chỉ ra rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, do đó sử dụng REM tốt hơn Pooled regression
So sánh giữa REM và FEM Để so sánh mức độ phù hợp giữa hai mô hình REM và FEM, phương pháp kiểm định Hausman test được sử dụng với giả thuyết là:
H 0 : REM tốt hơn FEM Kết quả của Hausman test được trình bày ở bảng 4.13
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H 0 , do đó sử dụng FEM tốt hơn REM
Kết luận: Thông qua kết quả ba sự so sánh trên, mô hình FEM là phù hợp nhất Do đó mô hình FEM được chọn
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định Hausman Test mô hình 1
4.3.1.5 Kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi trên mô hình FEM
Sau khi đã chọn lựa được mô hình phù hợp nhất – FEM, các kiểm định tự tương quan, phương sai thay đổi được thực hiện để các ước lượng từ mô hình FEM đáng tin cậy và hiệu quả hơn
Kiểm định tự tương quan Để kiểm định tự tương quan mô hình FEM, phương pháp kiểm định Wooldridge test được sử dụng với giả thuyết là:
H 0 : không có tự tương quan bậc 1 Kết quả kiểm định tự tương quan được trình bày ở bảng 4.14
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định tự tương quan trên FEM mô hình 1
Wooldridge test for autocorrelation in panel data Ho: no first order autocorrelation
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H0, có tự tương quan bậc nhất Tuy nhiên, với chiều thời gian ít (5 năm), kiểm định cho kết quả có thể không tin cậy
Kiểm định phương sai thay đổi Để kiểm định phương sai thay đổi mô hình FEM, phương pháp kiểm định Modified wald test được sử dụng với giả thuyết là:
H 0 : không có phương sai thay đổi Kết quả kiểm định phương sai thay đổiđược trình bày ở bảng 4.15
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi trên FEM mô hình 1
Modified wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
Ho: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i Chi2 (50) = 59075.14
Kết quả cho thấy rằng p-value = 0.0000 < α (0.05) nên bác bỏ giả thiết H 0 , có phương sai thay đổi Do đó cần phải khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trên mô hình FEM
Khắc phục phương sai thay đổi
