Khóa luận tốt nghiệp đánh giá các nhân tố ảnh hưởng tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp nghiên cứu tại các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán hồ chí minh

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC THĂNG LONG -o0o - KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐỀ TÀI: ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG TỚI CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP: NGHIÊN CỨU TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHỐN HỒ CHÍ MINH SINH VIÊN THỰC HIỆN : NGUYỄN THÁI HÀ MÃ SINH VIÊN : A19361 CHUYÊN NGÀNH : TÀI CHÍNH HÀ NỘI – 2014 BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC THĂNG LONG -o0o - KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐỀ TÀI: ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG TỚI CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP: NGHIÊN CỨU TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN CHỨNG KHỐN HỒ CHÍ MINH Giáo viên hƣớng dẫn Sinh viên thực Mã sinh viên Chuyên ngành : ThS Trịnh Trọng Anh : Nguyễn Thái Hà : A19361 : Tài HÀ NỘI – 2014 Thang Long University Library LỜI CẢM ƠN Đầu tiên, với tình cảm chân thành, em xin gửi lời cảm ơn tới thầy giáo, cô giáo trường Đại Học Thăng Long, đặc biệt Thầy giáo – ThS Trịnh Trọng Anh trực tiếp hướng dẫn bảo tận tình giúp đỡ em hồn thành khóa luận tốt nghiệp Em xin cảm ơn thầy cô giáo giảng dạy nhà trường truyền đạt cho em nhiều kiến thức bổ ích để thực khóa luận có hành trang vững cho nghiệp tương lai Do giới hạn kiến thức khả lý luận thân nhiều thiếu sót hạn chế, kính mong dẫn đóng góp thầy giáo để khóa luận em hoàn thiện Em xin chân thành cảm ơn! Hà Nội, ngày 28 tháng 10 năm 2014 Sinh viên NGUYỄN THÁI HÀ LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập tơi Các số liệu khóa luận trung thực có nguồn gốc cụ thể, rõ ràng Các kết khóa luận chưa cơng bố cơng trình khoa học Nếu có sai sót, tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm trước pháp luật Sinh viên NGUYỄN THÁI HÀ Thang Long University Library MỤC LỤC CHƢƠNG GIỚI THIỆU CHUNG VỀ ĐỀ TÀI CHƢƠNG TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 2.1 Lý thuyết cấu trúc vốn doanh nghiệp .5 2.2 Các nghiên cứu lý thuyết 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm .8 2.3.1 Một số nghiên cứu thực nghiệm quốc gia phát triển .8 2.3.2 Một số nghiên cứu quốc gia phát triển 2.3.3 Một số nghiên cứu thị trường 10 2.3.4 Một số nghiên cứu Việt Nam 11 CHƢƠNG TỔNG QUAN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 14 3.1 Khái quát thị trường chứng khoán Việt Nam 14 3.2 Khái quát Sàn Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh 16 3.2.1 Ngành Tài chính-Ngân hàng-Bảo hiểm .21 3.2.2 Ngành Bất động sản 27 CHƢƠNG MƠ HÌNH KINH TẾ LƢỢNG .32 4.1 Số liệu mơ hình ước lượng 32 4.1.1 Số liệu .32 4.1.2 Mơ hình ước lượng 32 CHƢƠNG KẾT LUẬN .38 5.1 Những kết đạt khóa luận 38 5.1.1 Về nghiên cứu lý thuyết 38 5.1.2 Về nghiên cứu thực tiễn .38 5.1.3 Một số giải pháp khuyến nghị .38 5.2 Hạn chế khóa luận .39 5.3 Hướng nghiên cứu phát triển sau hồn thành khóa luận .39 DANH MỤC BẢNG BIỂU VÀ HÌNH ẢNH Hình 2.1 Mơ hình điểm cân lý thuyết đánh đổi Hình 3.1 Các cải tiến sản phẩm HOSE qua năm 18 Hình 3.2 VN-Index cuối năm từ năm 2000 đến ngày 30/06/2014 19 Hình 3.3 Số lượng cơng ty niêm yết HOSE từ 200–2014 19 Hình 3.4 Tổng giá trị vốn hóa thị trường HOSE giai đoạn 200-2014 20 Hình 3.5 Số lượng cổ phiếu niêm yết HOSE từ 2000-2014 (ĐVT: triệu) 20 Bảng 3.1 Tình hình huy động vốn cho vay số ngân hàng TMCP quý I/2014 22 Bảng 3.2 Tình hình nợ xấu số ngân hàng TMCP quý I/2014 23 Bảng 3.3 Tình hình lợi nhuận số ngân hàng TMCP quý I/2014 24 Bảng 3.4 Tóm tắt tình hình hoạt động số doanh nghiệp Tài chính-Ngân hàngBảo hiểm HOSE tháng đầu năm 2014 26 Bảng 3.5 Tóm tắt tình hình hoạt động cổ phiếu doanh nghiệp Bất động sản niêm yết HOSE 31 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến mơ hình (1) 33 Bảng 4.2 Kết ước lượng mơ hình (1) 34 Bảng 4.3 Kết ước lượng mô hình (2) 36 Bảng A.1 Số liệu mảng suất lúa 43 Bảng A.2 Kết ước lượng mơ hình (1) với tác động ngẫu nhiên 52 Bảng A.3 Kết kiểm định LM mơ hình (1) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình Pooled OLS 53 Bảng A.4 Kết ước lượng mơ hình (1) với tác động cố định 53 Bảng A.5 Kết kiểm định Hausman mơ hình (1) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình tác động cố định 53 Bảng A.6 Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (1) 54 Bảng A.7 Thống kê mơ tả biến mơ hình (2) 54 Bảng A.8 Kết ước lượng mơ hình (2) với tác động ngẫu nhiên 54 Bảng A.9 Kết kiểm định LM mơ hình (2) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình Pooled OLS 54 Bảng A.10 Kết ước lượng mơ hình (2) với tác động cố định 55 Thang Long University Library Bảng A.11 Kết kiểm định Hausman mơ hình (2) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình tác động cố định 55 Bảng A.12 Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (2) 55 DANH SÁCH CÁC TỪ VIẾT TẮT BCKQKD Báo cáo kết kinh doanh CĐKT Cân đối kế tốn CTCP Cơng ty Cổ phần NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng Thương mại TCTD Tổ chức Tín dụng TMCP Thương mại Cổ phần TTCK Thị trường Chứng khoán UBCKNN Ủy ban Chứng khoán Nhà nước Thang Long University Library CHƢƠNG GIỚI THIỆU CHUNG VỀ ĐỀ TÀI Đối với doanh nghiệp, vốn vấn đề quan tâm hàng đầu gốc định hình thành tồn doanh nghiệp Bởi lẽ doanh nghiệp cần vốn để tiến hành đầu tư máy móc, nguyên vật liệu, thuê nhân công… phục vụ cho việc sản xuất kinh doanh Nếu phân loại theo nguồn hình thành vốn chia thành hai mảng Nợ phải trả Vốn chủ sở hữu Vốn chủ sở hữu hiểu đơn giản số vốn thuộc sở hữu doanh nghiệp Khi số vốn không đủ, doanh nghiệp huy động thêm nguồn vốn từ bên ngồi, từ hình thành Nợ phải trả Trên thực tế, có doanh nghiệp sử dụng 100% vốn chủ sở hữu khơng có doanh nghiệp mà lực vốn lại phụ thuộc hoàn toàn vào nợ phải trả Từ đó, kết hợp hai nguồn Nợ phải trả Vốn chủ sở hữu nguồn vốn doanh nghiệp gọi cấu trúc vốn Dù vốn hình thành từ Nợ phải trả hay Vốn chủ sở hữu phát sinh loại chi phí, gọi chung chi phí sử dụng vốn Đối với Nợ phải trả, vốn hình thành từ nguồn vay bên ngồi, doanh nghiệp phải trả chi phí lãi vay; Vốn chủ sở hữu chi phí sử dụng vốn phần lợi nhuận từ dự án kinh doanh mà nhà đầu tư dự tính nhận bỏ tiền góp vốn Như nhiệm vụ doanh nghiệp tính tốn kết hợp Nợ phải trả Vốn chủ sở hữu cho chi phí phải bỏ thấp mà tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Sự kết hợp cấu trúc vốn tối ưu mà doanh nghiệp phải kiếm tìm Đi tìm cấu trúc vốn tối ưu khơng mối quan tâm hàng đầu nhà quản trị tài doanh nghiệp mà cịn đề tài thu hút số lượng lớn nghiên cứu giới Lịch sử nghiên cứu vấn đề cấu trúc vốn đại doanh nghiệp lâu với nghiên cứu Modigliani Miller (1958) tiếp tục phát triển nhiều quốc gia, nhiều khu vực kinh tế với nhân tố xem xét đa dạng cụ thể Ví dụ kể đến Lý thuyết đánh đổi Modigliani Miller (1963), Lý thuyết trật tự phân hạng (Thông tin bất cân xứng) Myers Majluf (1984), Lý thuyết chi phí đại diện (Jensen Meckling, 1976; Harris Raviv, 1978) Lý thuyết tín hiệu Stephen Ross khởi xướng năm 1977 Từ tảng lí thuyết này, có nhiều nhà nghiên cứu thực nghiệm sâu vào tìm hiểu vấn đề liên quan tới cấu trúc vốn tối ưu, đặc biệt nhân tố tác động tới cấu trúc vốn doanh nghiệp (ví dụ, Bradley, Jarrell, Kim năm 1984, Titman Wessels năm1988, Rajan Zingles năm 1995) Nói đến nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp chia làm hai loại yếu tố bên bên doanh nghiệp, yếu tố khác lại có tác động khác đến cấu trúc vốn Yếu tố bên ngồi doanh nghiệp kể đến đặc điểm kinh tế - kỹ thuật ngành, lãi suất thị trường hay sách quản lý nhà nước; yếu tố bên doanh nghiệp bao gồm quy mô doanh nghiệp (size of the company), tài sản cố định hữu hình (tangibility), khả sinh lời (profitablity), hội tăng trưởng (growth opportunities ), nợ ngắn hạn (short-term debt ) nợ dài hạn (long-term debt) Trong phạm vi khóa luận này, tác giả tập trung vào yếu tố bên doanh nghiệp, tác động rõ rệt tới cấu trúc vốn doanh nghiệp Cụ thể: Về quy mô doanh nghiệp (size of the company): Quy mô xem đại diện cho bất cân xứng thông tin nhà đầu tư bên doanh nghiệp cổ đông Nghiên cứu Fama Jensen (1983) cho doanh nghiệp lớn cung cấp nhiều thông tin cho nhà đầu tư bên doanh nghiệp nhỏ, từ kết luận doanh nghiệp lớn dễ dàng tiếp cận thị trường nợ vay với chi phí thấp Bên cạnh đó, nghiên cứu Rajan Zingales (1995) chứng minh tỷ lệ đòn bẩy tài quy mơ cơng ty có mối quan hệ tỷ lệ thuận Về tài sản cố định hữu hình (Tangibility): Thơng thường, người cho vay yêu cầu chấp khoản vay, vậy, doanh nghiệp sở hữu tài sản cố định hữu hình cao có xu hướng sử dụng địn bẩy tài lớn Thêm vào đó, trường hợp cơng ty rơi vào tình phá sản, tài sản cố định có giá trị cao làm cho cơng ty gia tăng giá trị lý góp phần giải hậu tài Do đó, xem xét Tài sản hữu hình có mối quan hệ chiều với địn bẩy tài Về khả sinh lời (profitability): Nghiên cứu Bevan Danbolt (2002) cơng ty có khả sinh lời tốt sử dụng nợ hơn, nguyên nhân lợi nhuận cao mang đến cho cổ đông sáng lập công ty vị cao hơn, khẳng định tính tự chủ doanh nghiệp Từ nhận định khả sinh lời cơng ty có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ cấu trúc vốn Nợ dài hạn (long-term debt) nợ ngắn hạn (short-term debt): Nghiên cứu Bevan Danbolt (2002) nghiên cứu cấu trúc vốn dựa tổng nợ bỏ sót nhiều khác biệt nợ dài hạn nợ ngắn hạn Mặt khác nghiên cứu quy mô công ty có ảnh hưởng tiêu cực đến nợ ngắn hạn tích cực đến nợ dài hạn Tại Việt Nam, số cơng trình khoa học nghiên cứu cấu trúc vốn công ty phạm vi định Ví dụ nghiên cứu khoa học Nguyễn Tấn Thành (2012), nghiên cứu tác động nhân tố đến cấu trúc vốn công ty niêm yết Việt Nam; cơng trình Trần Đình Khôi Nguyên Neelakantan Ramachandran (2006) nghiên cứu tác động nhân tố đến cấu trúc vốn Thang Long University Library 15 H.A Khrawish and A.H.Khraiwesh, The Determinants of the Capital Structures: Evidence from Jordanian Industrial Companies, JKAU: Econ & Adm, Vol 24 No 1, (2010), pg 173-196 16 L Booth, V Aivazian, A.Demirguc-Kunt, V.Maksimovic, Capital Structures in Developing Countries, The Journal of Finance, Vol 56, No (Feb., 2001), pg 87-130 17 M Z Frank, V K Goyal (2009), Capital Structure Decisions: Which Factors are Reliably Important?, Financial Management, Association International, Vol 38, No 1, pg 1-37 18 Mayer S and N Majluf (1984), “Corporate Financing and Investment Decisions when firms have information that investor not have”, Journal of Financial Economics 13, pg 187-221 19 Miller M.(1977), “ Debt abd Taxes”, The Journal of Finance, No 24, pg 261257 20 Omet, G Nobanee, H E (2001), The Capital Structure of Listed Industrial Companies in Jordan, Arab Journal of Administrative Sciences, 8(2), pg 273289 21 R G Rajan; L Zingale, What we know about Capital Structure? Some evidence from International Data, The Journal of Finance, Vol 50, No (Dec., 1995), pg 1421-1460 22 S Akhtar, B Oliver (2009), Determinants of Capital Structure for Japanese Multinational and Domestic Corporations, Vol 9, Issue 1-2, pg 1-26, Mar/June 2009 23 S Titman, R Wessels, The Determinants of Capital Structure, The Journal of Finance, Vol 43, No.1 (Mar., 1988), pg 1-19 24 Stephen A.Ross (2003), Fundamental of Corporate Finance, Mc Graw Hill, Australia 25 Tran Dinh Khoi Nguyen and Neelakantan Ramachandran, Capital Struture in Small and Medium-sized Enterprises: The case of Vietnam, ASEAN Economic Bulletin, Vol 23, No (Aug., 2006), pg 192-211 26 Trinh Trong Anh (2013), The impact of state ownership on a symmetric information in Vietnam stock market: A case study of Ho Chi Minh Stock Exchange, Master Thesis, Vietnam National Economic University 27 Yue Cheng, C J Green (2008), Taxes and Capital Structure: A Study of European Companies, Manchester School, Vol 76, No S1 (Sep., 2008), pg 85115 41 28 Wang Mou (2001), The Determinants of Capital Structure in Chinese Listed Companies, Master Thesis, Utara Malaysia University 29 M A Sayeed (2011), The Determinants of Capital Structure for Selected Bangladeshi Listed Companies, International Review of Business Research Papers, Vol No March 2011, pg 21-36 42 Thang Long University Library PHỤ LỤC Mơ hình phân tích số liệu mảng sử dụng Stata Một số khái niệm ký hiệu Số liệu mảng: Số liệu thu thập số cá thể mốc thời gian khác nhau, thường cách nhau, gọi số liệu mảng Như số liệu mảng chứa đựng thông tin theo hai chiều: chiều ngang - theo cá thể, chiều dọc – theo thời gian Số liệu mảng dạng cân xứng (balanced panel): Nếu tập số liệu mảng đơn vị quan sát có mặt tất thời kỳ quan sát tập số liệu gọi cân xứng Ngược lại, có đơn vị quan sát (hay nhiều) thời kỳ tập số liệu gọi khơng cân xứng Dưới ví dụ số liệu mảng cân xứng Bảng A.1: Số liệu mảng suất lúa Địa điểm Thái Bình Thái Bình Thái Bình Nghệ An Nghệ An Nghệ An Đồng Tháp Đồng Tháp Đồng Tháp Hưng Yên Hưng Yên Hưng Yên Năm 2008 2009 2010 2008 2009 2010 2008 2009 2010 2008 2009 2010 Q 220 225 228 180 194 202 250 260 265 200 220 225 P 22 22,5 23 25 27 30 19 25 31 24 30 35 (Nguồn: Tác giả tổng hợp) Trong số liệu mảng, số i thường dùng để cá thể (ví dụ hộ gia đình, hãng, tỉnh, v.v.), i = 1, 2, n; t số thời gian, năm, tháng, tuần, ngày, v.v., t = 1,2, , T Phân tích số liệu dạng mảng đặc biệt thích hợp với nước phát triển chuyển đổi kinh tế có Việt Nam, nơi mà hệ thống thu thập quản lý số 43 liệu cịn hạn chế Thêm vào tính ổn định cấu trúc kinh tế thường chưa cao nên việc sử dụng chuỗi số dọc theo khoảng thời gian dài thường khơng thích hợp Khi số liệu mảng đảm bảo tính ổn định quan hệ biến số, đồng thời đảm bảo số bậc tự mơ hình đủ lớn Chẳng hạn với 63 tỉnh thành với quan sát năm có đến 315 quan sát Hay với với số liệu theo tháng có tới 768 quan sát vòng năm Các biến số tập số liệu mảng gồm nhóm sau: Nhóm 1: Các biến số thay đổi theo hai chiều như: Sản lượng doanh nghiệp, tiêu dùng cá nhân, v.v Các doanh nghiệp nói chung có mức sản lượng khác nhau, sản lượng doanh nghiệp năm khác khác Nhóm 2: Các biến số thay đổi theo chiều ngang khơng thay đổi theo chiều dọc như: vị trí địa lý doanh nghiệp, giới tính chủ hộ, tơn giáo.v.v Nhóm 3: Các biến số thay đổi theo chiều dọc không thay đổi theo chiều ngang như: tỷ giá, lãi suất bản, môi trường kinh tế vĩ mô chung nước, v.v xem xét số liệu theo tỉnh vùng miền quốc gia Như mặt thông tin, số liệu mảng cung cấp thông tin nhiều chiều so với loại số liệu khác Do cơng cụ khai thác thông tin phong phú so với công cụ làm việc với số liệu chiều Một mơ hình số liệu mảng có dạng sau: yit  1  2 x2it   k xkit  ci   t  uit (1) Trong uit sai số ngẫu nhiên thơng thường, giả định thỏa mãn điều kiện chuẩn tắc phương pháp OLS; ci thể đặc trưng thay đổi theo thời gian, không quan sát cá thể (individual specific), chẳng hạn khiếu bẩm sinh;  t đặc trưng không quan sát thời điểm quan sát khác biệt cá thể, chẳng hạn điều kiện kinh tế vĩ mô quốc gia nghiên cứu doanh nghiệp hay địa phương Tùy vào đặc tính yếu tố khơng quan sát mà người ta đưa phương pháp ước lượng khác nhau, trình bày mục 44 Thang Long University Library Một số phương pháp ước lượng Để đơn giản cho việc trình bày, xét tốn (1) mà khơng có yếu tố  t , sau: yit  1  2 x2it   k xkit  ci  uit (2) Tùy vào chất ci mà người ta đưa mơ hình khác với phương pháp ước lượng tương ứng Ở trình bày phương pháp ước lượng : phương pháp ước lượng OLS gộp, mơ hình tác động ngẫu nhiên, mơ hình tác động cố định a) Ước lượng OLS gộp Nếu thành phần ci (6.2) khơng tồn tại, hay khơng đáng kể, mơ hình (2) trở thành : yit  1  2 x2it   k xkit  uit (3) i số cá thể t số thời gian Để hình dung cách đơn giản phương pháp OLS gộp, xếp biến số lại dạng gộp sau:  x j1   y11   u11         x j2   y12   u12               x jT   y1T   u1T  y    ; x j    ( j  1, 2, , k ); u           x j1   yn1   un1  x  y  u   j2   n2   n2        x  y  u   nT   nT   jT  (4) Trong cách xếp này, quan sát cá thể xếp liền theo thứ tự thời gian Phương pháp OLS cho mơ hình (3) Áp dụng với biến số dạng (4) gọi ước lượng OLS gộp cho số liệu mảng, hay cịn ký hiệu POLS (pooled OLS) Cơng thức ước lượng POLS 45 Tương tự với mô hình số liệu chiều thơng thường, mơ hình có hai biến y x2, cơng thức ước lượng POLS cho hệ số mơ hình (3) cơng thức có dạng quen thuộc sau đây: n ˆ2  T  ( x i 1 t 1 n it  x2 )( yit  y ) T  ( x i 1 t 1 it  x2 ) ˆ1  y  ˆ2 x2 và: với: x2  x211   x2 nT y   ynT ; y  11 nT nT Giả thiết mơ hình POLS Do số liệu mảng có yếu tố số liệu chéo số liệu chuỗi thời gian nên để kết ước lượng đáng tin cậy, mơ hình cần thỏa mãn giả thiết OLS tương ứng, sau: Giả thiết POLS1: Sai số ngẫu nhiên mơ hình khơng tự tương quan: cov(uit , u js|X) = với t ≠ s ; i ≠ j Giả thiết đòi hỏi sai số ngẫu nhiên mơ hình khơng tự tương quan (tương quan chuỗi, serial correlation) nội cá thể dọc theo thời gian, không tương quan chéo cá thể với (partial correlation) Điều kiện không tương quan chuỗi tương ứng với giả thiết mơ hình với số liệu chuỗi thời gian, điều kiện không tương quan chéo điều kiện yếu so với giả thiết mơ hình với số liệu chéo yêu cầu tính độc lập quan sát Gỉa thiết POLS2: Kỳ vọng có điều kiện sai số ngẫu nhiên 0: E(uit |X ) = Ngồi ta có giả thiết tương tự với mơ hình hồi quy thơng thường sau đây: Giả thiết POLS3: Phương sai sai số ngẫu nhiên nhau: E (uit2 | X )   với i, t 46 Thang Long University Library Giả thiết cho phương sai sai số ngẫu nhiên không với quan sát cá thể mà cá thể Giả thiết POLS4: Giữa biến giải thích khơng có mối quan hệ đa cộng tuyến hồn hảo; biến giải thích khơng phải số Chúng ta có định lí sau tính chất ước lượng OLS gộp: Định lí Nếu giả thiết POLS1- POLS4 thỏa mãn thì: (a) Các ước lượng OLS gộp cho mơ hình (7.3) ước lượng tuyến tính, khơng chệch có phương sai bé lớp ước lượng tuyến tính khơng chệch (BLUE) (b) Các hệ số ước lượng có phân phối tiệm cận chuẩn (c) Ma trận phương sai – hiệp phương sai hệ số ước lượng là: var( ˆ j | X )  2 (1  R 2j ) ( x ji  x j )2 với R 2j hệ số xác định mơ hình hồi quy xj theo hệ số chặn biến giải thích cịn lại mơ hình b) Mơ hình tác động ngẫu nhiên Khi có vấn đề yếu tố khơng quan sát dạng ci giả thiết nói khơng thỏa mãn Và xét hai trường hợp xảy với ci : trường hợp thứ ci không tương quan với biến độc lập, X ; trường hợp thứ hai, ci có tương quan với biến độc lập Với trường hợp thứ nhất, giả thiết POLS1 bị vi phạm, ước lượng POLS cho thành phần sai số chuẩn (các se(  ) bị chệch, sử dụng phương pháp hiệu chỉnh khác GLS ước lượng khơng hiệu Khi xét mơ hình tác động ngẫu nhiên, sau: yit  1  2 x2it   k xkit  vit Trong vit = ci + uit, gọi sai số tổng hợp Và giả thiết mơ hình sau : Giả thiết RE1 : c biến X không tương quan 47 (5) - var (uit|X) =  u2 , var(ci|X) =  c2 Giả thiết RE2 : - cov( ci, uit) = với i, t Giả thiết RE2 yêu cầu sai số ngẫu nhiên u thành phần không quan sát ci có phương sai khơng đổi, ngồi c u khơng tương quan Từ giả thiết RE2 thấy sai số ngẫu nhiên tổng hợp v có phương sai không đổi: var(uit  ci )   u2   c2 Ngồi từ RE2 ta có: cov(vit , vis )  cov(uit  ci , uis  ci )   c2 Giả thiết RE3 : Các biến độc lập khơng có quan hệ đa cộng tuyến hồn hảo c) Mơ hình tác động cố định Phương pháp mơ hình tác động ngẫu nhiên nói dựa giả thiết chặt, giả thiết cho yếu tố đặc trưng không quan sát ci không tương quan với biến độc lập mơ hình Giả thiết khó thỏa mãn nhiều trường hợp mà đặc trưng mang tính cá thể yếu tố quan trọng có tác động đến biến phụ thuộc Nếu giả thiết khơng thỏa mãn ước lượng từ mơ hình tác động ngẫu nhiên bị chệch không vững Khi mơ hình tác động cố định mơ hình phù hợp Xét mơ hình: yit  1  2 X 2it   k X kit  ci  uit (6) Trong ci tương quan với biến giải thích mô hình Trong trường hợp này, việc gộp ci với uit thành sai số ngẫu nhiên tổng hợp với mô hình tác động ngẫu nhiên hay ước lượng OLS gộp làm ước lượng bị chệch không vững Mô hình tác động cố định xem xét hai thành phần cách tách biệt Chúng trình bày hai phương pháp chủ yếu để ước lượng mơ hình dạng này, bao gồm: phương pháp ước lượng tác động cố định phương pháp biến giả Phương pháp ước lượng tác động cố định 48 Thang Long University Library Tư tưởng phương pháp ước lượng tác động cố định sau: tìm cách biến đổi mơ hình (6) sang mơ hình yếu tố ci bị loại bỏ Việc biến đổi thực sau: Từ mơ hình (6), lấy trung bình cho cá thể dọc theo thời gian, ta có: yi  1  2 x2i   k xki  ci  ui (7) Khi từ (6) (7) ta có : yit  yi  2 ( x2it  x2i )   k ( xkit  xki )  (uit  ui ) (8) Trong mơ hình (8), yếu tố ci bị biến mất, mơ hình khơng cịn vấn đề thiếu biến khơng quan sát dạng ci, ta tiến hành ước lượng phương pháp POLS Phương pháp OLS gộp áp dụng cho mơ hình (8) gọi phương pháp ước lượng tác động cố định (fixed effect estimates) hay gọi phương pháp ước lượng nội (within estimates) cho mơ hình (6) sử dụng thơng tin khác biệt nội cá thể với giá trị trung bình cá thể để đưa ước lượng Giả thiết phương pháp ước lượng tác động cố định: Do thực chất, phương pháp ước lượng tác động cố định phương pháp POLS cho mơ hình (8), giả thiết cần thiết giả thiết POLS cho mơ hình Các giả thiết phát biểu dạng biến số mơ hình gốc (6) sau: Giả thiết FE1 Sai số ngẫu nhiên uit không tự tương quan cov(uit , u js )  với i  j t  s Giả thiết FE2 E (uit | X i , ci )  với t = 1, , T Giả thiết FE3 : var(uit | X i , ci )   u2 Ta thấy giả thiết FE3 không xem xét đến phương sai ci, mà quan tâm đến sai số ngẫu nhiên thông thường uit 49 Giả thiết FE4: Không tồn mối quan hệ đa cộng tuyến hoàn hảo biến: ( x2it  x2i ), ,( xkit  xki ) Có thể Định lý Khi giả thiết FE1-FE4 thỏa mãn ước lượng FE không chệch vững với điều kiện X Phương pháp ước lượng sử dụng biến giả (LDSE) Phương pháp LDSE xem xét đặc trưng cá thể không quan sát ci số cá thể, ước lượng với hệ số  j Cụ thể hơn, viết lại mơ hình (5) sau:  y1t  1  c1   X 21t    k X k 1t  u1t    y    c   X    X  u n 2 nt k knt nt  nt (9) (9) cho thấy ước lượng ci cách sử dụng biến sau Gọi dk biến giả, với: 1 dk   0 i = k i  k Khi (9) viết gọn lại dạng: yit  1  c1d1   cn1dn1  2 X 2it   k X kit  uit (10) Trong c1, , ck trở thành tham số ước lượng Bài tốn (10) trở tốn có sai số ngẫu nhiên u thơng thường áp dụng phương pháp OLS gộp để ước lượng hệ số Phương pháp POLS cho tốn (10) cịn gọi phương pháp LDSE Giả thiết cho phương pháp LDSE: Bài tốn (10) trở thành tốn thơng thường, khơng cịn vấn đề thiếu biến quan sát, nên để kết đáng tin cậy mơ hình cần thỏa mãn giả thiết POLS1POLS4 50 Thang Long University Library So sánh hai phương pháp ước lượng cho mơ hình tác động cố định: Hai phương pháp cho kết cho hệ số biến X cho kết tính tốn cho ci Tuy nhiên phương pháp ước lượng tác động cố định khơng cho phép tính tốn sai số chuẩn cho ci nên việc kiểm định hệ số không thực Phương pháp LDSE cho phép thu sai số chuẩn cho hệ số ci này, nhiên giá phải trả phương pháp tiêu tốn nhiều bậc tự hơn, chất lượng ước lượng bị giảm Lựa chọn kiểm định mơ hình Trong phần đặc điểm mơ hình Phần giới thiệu quy trình lựa chọn để tìm mơ hình phù hợp với số liệu Kiểm định tồn c_i: trước hết cần kiểm định xem có tồn yếu tố khơng quan sát mang tính cá thể dạng c_i hay không Nếu không tồn yếu tố sử dụng POLS với hiệu chỉnh Nếu yếu tố ci có tồn tại, cần kiểm định mối quan hệ tương quan yếu tố biến độc lập mơ hình Nếu có mối quan hệ tương quan mơ hình tác động cố định phù hợp, khơng có mối quan hệ tương quan mơ hình tác động ngẫu nhiên phù hợp Có thể mơ tả quy trình sơ đồ sau : 51 Mơ hình Prob > 0.10 Mơ hình Xttest0 Prob < 0.10 Prob > 0.10 Hausman test Mơ hình Prob < 0.10 Mơ hình Hình 6.1 Quy trình kiểm định (Nguồn: tác giả tổng hợp) Bảng A.2: Kết ước lượng mơ hình (1) với tác động ngẫu nhiên leverege size prof tangi 2012 2013 cons Coef -0.149 0.014 3.224 0.054 0.089 2.841 Std [95% z P>z Err Conf.Interval] 0.094 -1.580 0.115 -0.334 0.036 0.006 2.270 0.023 0.002 0.026 0.454 7.110 0.000 2.335 4.113 0.056 0.950 0.340 -0.057 0.164 0.057 1.560 0.118 -0.023 0.200 2.749 1.030 0.301 -2.547 8.228 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) 52 Thang Long University Library Bảng A.3: Kết kiểm định LM mơ hình (1) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình Pooled OLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects leverege[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ leverege 4.49101 2.1192 e 0607387 2464523 u 2.500694 1.581358 Test: Var(u) = chi2(1) = 135.66 Prob > chi2 = 0.0000 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.4: Kết ước lượng mơ hình (1) với tác động cố định leverege Coef size prof tangi 2012 2013 cons 0.495 0.023 5.748 -0.003 0.012 -15.827 Std [95% t P>t Interval] Err Conf 0.139 3.550 0.001 0.218 0.772 0.006 4.030 0.000 0.012 0.034 0.598 9.620 0.000 4.562 6.935 0.052 -0.070 0.948 -0.106 0.099 0.053 0.230 0.815 -0.093 0.118 4.045 -3.910 0.000 -23.860 -7.795 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.5: Kết kiểm định Hausman mơ hình (1) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình tác động cố định Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](bB) = 39.29 Prob>chi2 = (V_b-V_B is not positive definite) (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) 53 Bảng A.6: Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (1) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (49) = 4.1e+06 Prob>chi2 = 0.0000 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.7: Thống kê mô tả biến mơ hình (2) Std Min Max Dev 147 -1.216 2.119 -8.002 6.099 147 2.437 18.835 0.000 194.455 147 4.045 33.356 0.000 323.444 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Variable Obs leverege shortdebt longdebt Mean Bảng A.8: Kết ước lượng mơ hình (2) với tác động ngẫu nhiên leverege Coef Std Err t P>t [95% Conf Interval] shortdebt 0.017 0.003 5.190 0.000 0.011 0.023 longdebt 0.015 0.002 8.020 0.000 0.011 0.019 Year 2012 0.030 0.052 0.570 0.566 -0.073 0.133 Year 2013 0.064 0.052 1.220 0.221 -0.039 0.167 cons -1.350 0.269 -5.010 0.000 -1.878 -0.822 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.9: Kết kiểm định LM mơ hình (2) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình Pooled OLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects leverege[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var sd = sqrt(Var) -+ leverege 4.49101 2.1192 e 0607387 2464523 u 2.500694 1.581358 Test: Var(u) = chi2(1) = 142.04 54 Thang Long University Library Prob > chi2 = 0.0000 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.10: Kết ước lượng mô hình (2) với tác động cố định leverege Coef Std Err t P>t [95% Conf Interval] shortdebt 0.017 0.003 5.270 0.000 0.010 0.023 longdebt 0.015 0.002 8.150 0.000 0.011 0.019 Year 2012 0.030 0.052 0.590 0.558 -0.072 0.133 Year 2013 0.064 0.052 1.250 0.215 -0.038 0.167 cons -1.350 0.036 -37.420 0.000 -1.422 -1.278 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.11: Kết kiểm định Hausman mơ hình (2) cho việc lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên mơ hình tác động cố định Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](bB) = 6.86 Prob>chi2 = 0.0325 (V_b-V_B is not positive definite) (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata) Bảng A.12: Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (2) Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (49) = 7.7e+06 Prob>chi2 = 0.0000 (Nguồn: Tính tốn tác giả dựa vào phần mềm Stata)  Chú thích bảng A.2, A.4, A.7, A.8, A.10  Coef: hệ số chặn  Std.Err: sai số chuẩn  P>t: giá trị p  95% Conf.Interval: Khoảng tin cậy 95% 55 ...BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC THĂNG LONG -o0o - KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐỀ TÀI: ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG TỚI CẤU TRÚC VỐN CỦA DOANH NGHIỆP: NGHIÊN CỨU TẠI CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN SÀN... hạn với cấu trúc vốn gì? Giả thuyết nghiên cứu Dựa vào câu hỏi nghiên cứu trên, giải thuyết nghiên cứu khóa luận là: Quy mơ doanh nghiệp có tác động thuận chiều đến cấu trúc vốn công ty Khả sinh... nghiên cứu Mohammad Abu Sayeed năm 2011, nhằm nghiên cứu nhân tố tác động đến cấu trúc vốn doanh nghiệp niêm yết Bangladesh Mẫu nghiên cứu lựa chọn 46 doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán