Khi phân tích tương quan, hệ số tương quan giữa các biến cao là dấu hiệu của ña cộng tuyến. Theo Guijarati (1995), ñể loại trừ vấn ñề ña cộng tuyến, cần nghiên cứu hệ số
tương quan giữa các biến ñộc lập nếu chúng vượt quá 0.8 mô hình hồi quy sẽ gặp vấn
ñề ña cộng tuyến. Từ kết quả phân tích tương quan ở bảng 4.2, ta thấy không có cặp biến số ñộc lập nào có kết quả hồi quy vượt qua 0.8. Do ñó, với kết quả phân tích tương quan tác giả có thể khẳng ñịnh là các biến không có hiện tượng ña cộng tuyến. Ngoài ra, ñể phát hiện trường hợp một biến có tương quan tuyến tính mạnh với các biến còn lại của mô hình, ta sử dụng hệ số phóng ñại phương sai (VIF – Variance Inflation Factor). Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), khi VIFj>10 thì mức ñộ cộng tuyến ñược xem là cao và khi ñó, các hệ số hồi quy ñược ước lượng với ñộ chính xác không cao. Dựa vào kết quả kiểm ñịnh hồi quy tuyến tính và hệ số
VIF, các biến có hệ số VIF lớn hơn 10 sẽ bị loại ra khỏi mô hình và tiếp tục phân tích hồi quy cho ñến khi không còn biến nào có giá trị VIF lớn hơn 10, tức là không còn hiện tượng ña cộng tuyến.
Kết quả phân tích hồi quy VIF cho thấy hệ số phóng ñại phương sai VIF của tất cả các biến ñều nhỏ hơn 10, do ñó, tác giả kết luận là các biến nghiên cứu không có hiện tượng ña cộng tuyến. Nội dung chi tiết ñược trình bày ở bảng 4.4.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy VIF.
TDTA STDTA LTDTA
Variable VIF 1/VIF Variable VIF 1/VIF Variable VIF 1/VIF
STDVCF 4.04 0.24 STDVCF 4.01 0.24 STDVCF 3.98 0.25
SIZE 3.93 0.25 SIZE 3.73 0.26 SIZE 3.39 0.25
TDTA 1.26 0.79 STDTA 1.3 0.76 LTDTA 1.7 0.58
CF 1.24 0.8 TANGB 1.24 0.8 TANGB 1.54 0.64
INFL 1.16 0.86 CF 1.2 0.83 CF 1.18 0.84
GDP 1.14 0.87 INFL 1.16 0.86 INFL 1.16 0.86
TAX 1.11 0.9 GDP 1.14 0.87 GDP 1.14 0.87
TANGB 1.06 0.93 TAX 1.1 0.9 TAX 1.09 0.92
GROWTH 1.06 0.94 GROWTH 1.06 0.94 GROWTH 1.08 0.92 Mean VIF 1.78 Mean VIF 1.77 Mean VIF 1.87
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0)
4.4.2 Kiểm ñịnh hiện tượng phương sai thay ñổi
Để kiểm ñịnh xem mô hình có bị phương sai thay ñổi hay không, tác giả sử dụng kiểm ñịnh dạng Wald có sửa ñổi với giả thiết H0 : không có hiện tượng phương sai thay ñổi,
H1: có hiện tượng phương sai thay ñổi. Nếu kết quả kiểm ñịnh cho giá trị P-value là nhỏ (nhỏ hơn 0.05 ngầm ñịnh), giả thiết H0 bị bác bỏ và chấp nhận giả thiết H1
Bảng 4.5 Kiểm ñịnh Wald về phương sai thay ñổi. Biến cấu trúc
vốn
Mô hình kiểm ñịnh
P-value Kết quả kiểm ñịnh
TDTA STDTA LTDTA
Mô hình 1 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi
Mô hình 2 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi
Mô hình 3 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi
Mô hình 4 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi
Mô hình 5 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Mô hình 6 0.0000 Đã có hiện tượng phương sai thay ñổi
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0)
Kết quả kiểm ñịnh 6 mô hình cho cả 3 biến ñộc lập cho thấy, các giá trị P value nhận ñược ñều bằng 0 nhỏ hơn giá trị α = 0.05, tác giả kết luận ñã có hiện tượng phương sai thay ñổi khi hồi quy cả 6 mô hình. Như vậy, khi hồi quy các yếu tố ảnh hưởng ñến hiệu quả hoạt ñộng công ty, ñã có hiện tượng phương sai thay ñổi xảy ra.
4.4.3 Kiểm ñịnh hiện tượng tự tương quan
Phương pháp kiểm ñịnh Wooldridge ñược sử dụng ñể kiểm ñịnh xem có hiện tượng tự tương quan hay không cho các mô hình hồi quy, trong ñó giả thiết H0 ñược ñề cập là không có hiện tượng tương quan, H1 là có hiện tượng tương quan. Nếu kết quả kiểm
ñịnh cho giá trị P-value là nhỏ (nhỏ hơn 0.05 ngầm ñịnh), giả thiết H0 bị bác bỏ và chấp nhận giả thiết H1,tức là ñã có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
Bảng 4.6 Kiểm ñịnh Wooldridge về tự tương quan.
Biến cấu trúc vốn Mô hình kiểm ñịnh P-value Kết quả kiểm ñịnh
TDTA
Mô hình 1 0.7300 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 2 0.1504 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 3 0.0000 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 4 0.0316 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 5 0.0401 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 6 0.5714 Không có hiện tượng tự tương quan
STDTA
Mô hình 1 0.8083 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 2 0.1508 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 3 0.0000 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 4 0.0328 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 5 0.0463 Đã có hiện tượng tự tương quan
LTDTA
Mô hình 1 0.8012 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 2 0.2746 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 3 0.0000 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 4 0.0361 Đã có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 5 0.0582 Không có hiện tượng tự tương quan
Mô hình 6 0.4736 Không có hiện tượng tự tương quan
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0)
4.5 Kết quả từ mô hình nghiên cứu (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Sau khi thực hiện lựa chọn mô hình phù hợp giữa (Pool, FEM và REM), tác giả ñi kiểm ñịnh các khuyết tật của mô hình như hiện tượng phương sai thay ñổi, hiện tượng tự tương quan và khắc phục chúng bằng phương pháp GLS (Generalized least squares) trong Stata. Các kết quả ñược trình bày bên dưới (bảng 4.7, bảng 4.8, bảng 4.9, bảng 4.10, bảng 4.11 và bảng 4.12) là các kết quả ñã ñược khắc phục những khuyết tật của mô hình.
Bảng 4.7, bảng 4.8 thể hiện kết quả hồi quy của 6 biến phụ thuộc (ROA, ROE, PROF, Tobin’s Q, MBVR, MBVE) theo mô hình nghiên cứu sử dụng biến ñộc lập là TDTA,
ñể ño lường tác ñộng của nợ vay lên hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp. Kết quả
nghiên cứu này sẽñược dùng ñể kiểm ñịnh cho giả thuyết 1.
Bảng 4.9, bảng 4.10, bảng 4.11 và bảng 4.12 thể hiện kết quả hồi quy của 6 biến phụ
sử dụng biến ñộc lập là STDTA và LTDTA ñểño lường ảnh hưởng của nợ ngắn hạn và nợ dài hạn lên hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp và ñược dùng ñể kiểm ñịnh giả
thuyết 2 và 3.
Đối với các giả thuyết còn lại thì tác giả sử dụng kết quả từ mô hình nghiên cứu sử
dụng biến ñộc lập TDTA trong bảng 4.7, bảng 4.8 ñể ñánh giá tổng quan tác ñộng của nợ vay lên hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp và làm kết quả kiểm ñịnh cho các giả
thuyết này.
Cũng như các bài nghiên cứu trước ñây, bài nghiên cứu này cũng lấy mô hình có biến phụ thuộc là ROA là mô hình tiêu biểu nhất dùng ñể kiểm ñịnh các giả thuyết nghiên cứu trên phương diện báo cáo tài chính, còn các biến phụ thuộc còn lại như ROE, PROF ñược sử dụng ñể bổ sung thêm việc ñánh giá hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp trên những phương diện cụ thể.
Tương tự, các biến phụ thuộc dựa trên giá trị thị trường thì nghiên cứu sẽ phân tích chủ
yếu dựa trên kết quả của mô hình có biến phụ thuộc là Tobin’s Q. Hai cách ño lường còn lại là MBVR và MBVE ñược sử dụng làm công cụñánh giá bổ sung tác ñộng hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp.
Sau khi lựa chọn mô hình và khắc phục khuyết tật, tác giả xem xét kết quả hồi quy ñể
kiểm ñịnh các giả thuyết nghiên cứu ñã ñược ñề cập ở chương 3:
Giả thuyết 1 nêu ra rằng “Cấu trúc vốn có sử dụng nhiều nợ vay sẽ tác ñộng ngược chiều ñến hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp”.
Ta sử dụng mô hình có biến ñộc lập là tổng nợ trên tổng tài sản TDTA ñể làm rõ giả
thuyết này, bảng tóm tắt 4.7 và 4.8 cho thấy một cách tổng quát tác ñộng của nợ lên hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp.
Bảng 4.7 Kết quảñánh giá hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp dựa trên các chỉ số sổ
sách kế toán (sử dụng biến ñộc lập là TDTA).
ROA ROE PROF
Coef z P>IzI Coef z P>IzI Coef z P>IzI
TDTA -0.0310 -12.39 (0.000)*** 0.089 3.62 (0.000)*** 0.0346 11.68 (0.000)*** Growth 0.0040 3.93 (0.000)*** 0.025 3.10 (0.002)*** 0.0021 2.39 (0.017)** SIZE 0.0159 9.86 (0.000)*** 0.0767 5.45 (0.000)*** -0.0050 -3.02 (0.003)*** STDVCF -0.0043 -6.75 (0.000)*** -0.0169 -3.33 (0.001)*** 0.0041 6.56 (0.000)*** TAX 0.0180 3.74 (0.000)*** 0.0288 0.78 (0.436) -0.0339 -6.8 (0.000)*** TANGB -0.0455 -19.32 (0.000)*** -0.1497 -6.96 (0.000)*** 0.0118 3.74 (0.000)*** CF 0.7859 70.71 (0.000)*** 1.6774 26.15 (0.000)*** 0.9468 151.25 (0.000)*** GDP 0.2455 2.56 (0.011)** 1.1154 1.25 (0.211) 0.2227 2.31 (0.021)** INFL -0.0153 -2.22 (0.026)** 0.0420 0.66 (0.507) 0.1023 15.93 (0.000)*** CONS -0.0433 -5.77 (0.000)*** -0.3890 -5.77 (0.000)*** -0.0210 -2.75 (0.006)***
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0)
Với: * là ký hiệu mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5% và *** mức ý nghĩa 1%
Từ kết quả trên ta thấy biến tổng nợ trên tổng tài sản TDTA có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1% cho cả 6 mô hình. TDTA có tác ñộng ngược chiều trong mô hình mà ROA ño lường hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp, thông qua hệ số (-0.0310), tác
trúc vốn có tác ñộng làm tăng lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao nhưng lại có tác ñộng ngược chiều ñến lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản.
Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Gleason và các cộng sự (2000), ñã tìm thấy tổng nợ có mối quan hệ ngược chiều ñối với tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA); Min Tsung Chen (2009), phát hiện ra rằng tỷ lệ nợ dự kiến có tác ñộng ngược chiều ñáng kể ñến hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp; tương tự với Mahfuzah Salim (2012). Và kết quả này hỗ trợ cho lý thuyết chi phí ñại diện; là sử dụng nợ vay ñể làm giảm chi phí ñại diện.
Như vậy, sau khi tính tác ñộng của chi phí lãi vay, việc tăng sử dụng nợ vay trong cấu trúc vốn sẽ làm giảm hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp (ñánh giá này dựa trên kết quả
của các chỉ số kế toán, báo cáo tài chính). Sử dụng nợ vay cao cũng mang lại cho doanh nghiệp một chi phí ñó là chi phí kiệt quệ tài chính có thể dẫn ñến phá sản. Trong khi lợi ích của tấm chắn thuế gia tăng thì chi phí kiệt quệ tài chính cũng gia tăng. Sẽ ñến một lúc nào ñó, khi mỗi tỷ lệ nợ tăng thêm, hiện giá từ lợi ích tấm chắn thuế không còn cao hơn hiện giá từ chi phí kiệt quệ tài chính thì việc vay nợ không còn mang lại lợi ích cho doanh nghiệp. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.8 Kết quảñánh giá hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp dựa trên giá trị thị
trường (sử dụng biến ñộc lập là TDTA).
Tobin’s Q MBVR MBVE
Coef z P>IzI Coef z P>IzI Coef z P>IzI
TDTA 0.2509 6.92 (0.000)*** 0.2350 2.97 (0.003)*** 6.4321 36.0 (0.000)***
Growth 0.0310 2.79 (0.005)*** 0.0854 3.43 (0.001)*** 0.1151 1.64 (0.1)
STDVCF 0.0436 6.69 (0.000)*** 0.0962 6.49 (0.000)*** 0.1355 3.58 (0.000)*** TAX -0.0164 -0.37 (0.709) -0.0413 -0.45 (0.653) -0.4337 -1.55 (0.121) TANGB -0.1135 -3.48 (0.001)*** -0.1738 -2.10 (0.035)** 0.4695 2.69 (0.007)*** CF 0.9390 11.08 (0.000)*** 1.2573 8.67 (0.000)*** 2.2367 4.99 (0.000)*** GDP 1.7520 1.79 (0.073)* 1.4602 0.66 (0.509) -2.5977 -0.36 (0.721) INFL -1.1034 -16.8 (0.000)*** -2.5624 -17.4 (0.000)*** -2.4475 -4.77 (0.000)*** CONS 0.6217 6.81 (0.000)*** 0.7418 3.62 (0.000)*** -0.0187 -0.04 (0.972)
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0)
Với: * là ký hiệu mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5% và *** mức ý nghĩa 1% Nhưng khi ta ñánh giá hiệu quả hoạt ñộng của doanh nghiệp dựa trên yếu tố giá trị thị
trường thì việc sử dụng nợ làm tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp thông qua hệ số Tobin’s Q là (+0.2509), với MBVR là (+0.2350) và với MBVE là (+6.4321), có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
Ở kết quả này cho ta thấy việc sử dụng nợ vay có những tác ñộng khác nhau ñến hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp. Một mặt làm giảm hiệu quả hoạt ñộng công ty khi ño lường bằng chỉ tiêu tài chính mà ở ñây ta ño lường bằng chỉ số ROA; mặt khác làm tăng hiệu quả hoạt ñộng xét trên yếu tố giá trị thị trường, cụ thểở bài nghiên cứu này là chỉ số Tobin’s Q, ñiều này cho thấy rằng sự kỳ vọng của nhà ñầu tư khi doanh nghiệp sử dụng nợ vay là doanh nghiệp ñang có nhiều cơ hội ñầu tư và mang lại lợi nhuận trong tương lai.
Vậy với kết quả trên ta có thể chấp nhận ñược giả thuyết 1 về mặt số liệu kế toán trên báo cáo tài chính.
Giả thuyết 2: Nợ vay ngắn hạn có mối quan hệ thuận chiều với hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp.
Ta sử dụng mô hình có biến ñộc lập là tỷ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản STDTA ñể
làm rõ giả thuyết 2, bằng cách tóm tắt lên bảng 4.9 và 4.10 ñể nhìn thấy một cách tổng quát tác ñộng của nợ ngắn hạn lên hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp.
Từ kết quả của bảng 4.9 ta thấy biến ñộc lập nợ ngắn hạn trên tổng tài sản STDTA có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1% ở mô hình (1) ROA ño lường hiệu quả hoạt
ñộng doanh nghiệp. STDTA có tác ñộng ngược chiều với ROA thông qua hệ số (- 0.0296), tác dụng cùng chiều với PROF với hệ số (+0,0345), cho thấy sử dụng nhiều nợ vay ngắn hạn trong cấu trúc vốn có tác ñộng làm tăng lợi nhuận trước thuế, lãi vay và khấu hao nhưng lại có tác ñộng ngược chiều ñến lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản. Kết quả nghiên cứu này bác bỏ giả thiết 2 về khía cạnh báo cáo tài chính. Ta cũng thấy trong bảng 4.9, khi ño lường hiệu quả hoạt ñộng bằng ROE thì có mối quan hệ
thuận chiều theo hệ số (+0.0398), nhưng kết quả này lại không có ý nghĩa thống kê. Vả
lại, bài nghiên cứu này lấy mô hình có biến phụ thuộc là ROA là mô hình căn cứ dùng
ñể kiểm ñịnh các giả thuyết nghiên cứu trên phương diện báo cáo tài chính, còn các biến phụ thuộc còn lại như ROE, PROF ñược sử dụng ñể bổ sung, nên việc bác bỏ giả
thuyết 2 là hợp lý. Kết quả này giống với các kết quả nghiên cứu của Zeitun và Titan (2007), Mahfuzah Salim và các cộng sự (2012), Khan (2012), nhưng trái ngược với Abor (2007) cho thấy mối quan hệ cùng chiều.
Kết quả nghiên cứu này cho thấy rằng nợ ngắn hạn ít tốn kém chi phí hơn nhưng các doanh nghiệp Việt Nam giai ñoạn 2008-2013 chưa sử dụng hiệu quả các khoản vay
ngắn hạn và do ñó tăng nợ vay ngắn hạn sẽ dẫn ñến lợi nhuận trên tài sản thấp tương
ứng với hiệu quả hoạt ñộng không hiệu quả.
Bảng 4.9 Kết quảñánh giá hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp dựa trên các chỉ số sổ
sách kế toán (sử dụng biến ñộc lập là STDTA).
ROA ROE PROF
Coef z P>IzI Coef z P>IzI Coef z P>IzI
STDTA -0.0296 -10.53 (0.000)*** 0.0398 1.29 (0.198) 0.0345 10.21 (0.000)*** Growth 0.0034 3.15 (0.002)*** 0.0207 2.29 (0.022)** 0.0029 3.19 (0.001)*** SIZE 0.0127 7.58 (0.000)*** 0.0835 5.62 (0.000)*** -0.0021 -1.32 (0.188) STDVCF -0.0043 -6.60 (0.000)*** -0.0185 -3.31 (0.001)*** 0.0036 5.80 (0.000)*** TAX 0.0177 3.57 (0.000)*** 0.0441 1.08 (0.280) -0.0379 -7.43 (0.000)*** TANGB -0.0551 -18.93 (0.000)*** -0.0149 -5.80 (0.000)*** 0.0235 6.93 (0.000)*** CF 0.7974 73.90 (0.000)*** 1.5133 21.83 (0.000)*** 0.9417 155.23 (0.000)*** GDP 0.2268 2.21 (0.027)** 1.2745 1.30 (0.195) 0.2689 2.77 (0.006)*** INFL -0.0153 -2.09 (0.037)** 0.0572 0.82 (0.411) 0.1011 15.72 (0.000)*** CONS -0.0260 -3.16 (0.002)*** -0.3714 -5.27 (0.000)*** -0.0341 -4.45 (0.000)***
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 12.0) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Với: * là ký hiệu mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5% và *** mức ý nghĩa 1%
Mặt khác, kết quả hồi quy dựa trên giá trị thị trường bảng 4.10 cho thấy việc sử dụng nợ làm tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp thông qua các hệ số với Tobin’s Q là (+0.1977), với MBVR là (+0.1814) và với MBVE là (+6.4547), có ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 1%. Khi tăng vay nợ ngắn hạn thì giá trị thị trường của doanh nghiệp tăng theo, hay nói cách khác khi tăng nợ vay ngắn hạn thì hiệu quả hoạt ñộng
ñược ño lường bằng yếu tố giá trị thị trường cũng tăng lên. Kết quả này cho thấy giả
thuyết 2 ñược ñồng tình.
Bảng 4.10 Kết quảñánh giá hiệu quả hoạt ñộng doanh nghiệp dựa trên giá trị thị
trường (sử dụng biến ñộc lập là STDTA).
Tobin’s Q MBVR MBVE
Coef z P>IzI Coef z P>IzI Coef z P>IzI