3.2.1. Phân tích tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập
Phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc (TDR) và từng biến độc lập thông qua biểu đồ tương quan (tán xạ: Scater), kết quả cho thấy:
- Tƣơng quan giữa quy mô (SIZ) và tỷ số nợ (TDR), đồ thị 3.1:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tích
cực giữa quy mô và tỷ số nợ.
Đồ thị 3.1 Mối tƣơng quan giữa quy mô và tỷ số nợ
-Tƣơng quan giữa cấu trúc tài sản (LVA) và tỷ số nợ (TDR), đồ thị 3.2:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tiêu
cực giữa cấu trúc tài sản và tỷ số nợ.
- Tƣơng quan giữa tăng trƣởng (GRA) và tỷ số nợ (TDR) đồ thị 3.3:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tích
cực giữa tăng trưởng và tỷ số nợ.
Đồ thị 3.3 Mối tƣơng quan giữa tăng trƣởng và tỷ số nợ
- Tƣơng quan giữa khả năng sinh lời (ROA) và tỷ số nợ (TDR) đồ thị 3.4:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tiêu
cực giữa khả năng sinh lời và tỷ số nợ.
Đồ thị 3.4 Mối tƣơng quan giữa khả năng sinh lời và tỷ số nợ
- Tƣơng quan giữa rủi ro (RIS) và tỷ số nợ (TDR) đồ thị 3.5:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tiêu
cực giữa rủi ro và tỷ số nợ.
- Tƣơng quan giữa lá chắn không nợ (NDTS) và tỷ số nợ (TDR), đồ thị 3.6:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tích
giữa lá chắn không nợ và tỷ số nợ.
Đồ thị 3.6 Mối tƣơng quan giữa lá chắn không nợ và tỷ số nợ
- Tƣơng quan giữa đặc thù (Uiq) và tỷ số nợ (TDR), đồ thị 3.7:
Kết quả cho thấy mối quan hệ tích
giữa đặc thù và tỷ số nợ.
Đồ thị 3.7 Mối tƣơng quan giữa đặc thù và tỷ số nợ
Kết quả phân tích đơn biến bằng biểu đồ tương quan cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa quy mô, tăng trưởng, lá chắn không nợ và đặc thù với tỷ số nợ, kết quả cũng cho thấy mối quan hệ tiêu cực giữa cấu trúc tài sản, khả năng sinh lời và rủi ro với tỷ số nợ.
3.2.2. Phân tích tƣơng quan giữa các biến độc lập
Một vấn đề thường gặp phải trong việc ước lượng mô hình hồi quy bội đó là đa cộng tuyến (multicollinearity). Theo (Gujarati, 2004), hệ số tương quan giữa hai biến hồi quy vượt 0,8 là cao, khi đó đa cộng tuyến là một vấn đề nghiêm trọng. Bảng 3.2 sau đây trình bày ma trận tương quan giữa các biến độc lập. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả ở bảng 3.2 cho thấy hệ số tương quan hầu hết giữa các biến độc lập rất nhỏ và đều nhỏ hơn 0,4. Tuy nhiên, chỉ có hệ số tương quan giữa LVA và SIZ là 0,45; giữa ROA và Uiq là -0,63; giữa RIS và Uiq là 0,56. Các hệ số tương quan này cũng không quá cao. Do đó, có thể kết luận rằng hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập xảy ra trong mô hình có thể không có hoặc rất thấp.
Bảng 3.2 Matran tƣơng quan giữa các biến độc lập
Biến TDR SIZ LVA GRA ROA RIS NDTS Uiq
TDR 1,00 SIZ 0,36 1,00 LVA -0,12 0,45 1,00 GRA 0,05 0,15 -0,06 1,00 ROA -0,25 0,23 -0,03 0,09 1,00 RIS -0,30 -0,20 0,04 -0,19 -0,14 1,00 NDTS 0,28 0,04 0,16 -0,23 -0,39 0,06 1,00 Uiq 0,07 0,00 0,37 -0,12 -0,63 0,56 0,26 1,00
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm R.
3.3. Kết quả phân tích tác động của yếu tố cắt ngang và thời gian đến tỷ số nợ Yếu tố cắt ngang (firm) Yếu tố cắt ngang (firm)
Kết quả trên đồ thị 3.8 cho thấy:
Đường đi qua các điểm trung bình của tỷ số nợ của các DN cho thấy sự khác biệt của tỷ số nợ trung bình giữa các DN là rất lớn, nó phù hợp với kết quả thống kê mô tả (bảng 3.1). Các “thanh” đồ thị cũng cho thấy, mức giao động của tỷ số nợ trong mỗi DN cũng khác nhau.
Đồ thị 3.8 Biến thiên với tác động của yếu tố cắt ngang đến tỷ số nợ. Yếu tố thời gian (year)
Kết quả trên đồ thị 3.9 cho thấy: Tỷ
số nợ của tất cả các DN trong nghiên cứu có sự thay đổi không đáng kể qua các năm.
Từ kết quả phân tích hai đồ thị 3.8 và 3.9 có thể tiên lượng rằng một mô hình hiệu ứng cắt ngang (firm) mạnh mẽ hơn hiệu ứng thời gian (year).
3.4. Kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp
Để lựa chọn mô hình phù hợp cho nghiên cứu, tác giả sử dụng các kiểm định thông qua phần mềm R như bảng 3.3 sau.
Bảng 3.3 Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định P-value
F-test (lựa chọn giữa FEM và POOL) < 2.2e-16
LM-Test (lựa chọn giữa REM và POOL) 0.4901
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm R. (Xem thêm phụ lục 3.1 và 3.2)
Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình ở bảng 3.3 nhƣ sau:
Kiểm định F-test cho thấy cho thấy giả thuyết H0: “Mô hình FEM là mô hình phù hợp hơn so với POOL” không bị từ chối (p-value <1%), nghĩa là mô hình FEM là mô hình được lựa chọn.
Kiểm định LM-test cho thấy giả thuyết H0: “POOL là lựa chọn tốt hơn REM” không bị từ chối (p-value = 0,49>0,05), nghĩa là mô hình POOL là mô hình được chọn.
Tóm lại, từ kết quả 2 kiểm định (F - test và LM - test) nêu trên cho thấy FEM là một lựa chọn phù hợp hơn cho nghiên cứu này. Do đó, những phần tiếp theo sau đây, tác giả làm việc trên FEM như bảng 3.4
Bảng 3.4 Ƣớc lƣợng mô hình FEM
Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn t-value Pr(>|t|)
SIZ -0.147249 0.093576 -1.5736 0.118653 LVA -0.076416 0.132678 -0.5760 0.565903 GRA 0.048988 0.017539 2.7931 0.006225 ** ROA -0.818870 0.194011 -4.2208 5.257e-05 *** RIS -0.233216 0.529040 -0.4408 0.660262 NDTS -0.092833 0.192280 -0.4828 0.630261 Uiq -0.029642 0.051839 -0.5718 0.568701
Các thông số của mô hình
Hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh) = 0.21647
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm R (***) có ý nghĩa 1%, (**) có ý nghĩa 5%, (*) có ý nghĩa 10%. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(Xem thêm phụ lục 3.3)
3.5. Kiểm định các “vấn đề” của mô hình dữ liệu bảng (FEM)
Với mô hình được lựa chọn cần kiểm định một số vấn đề có thể xảy ra trong mô hình dữ liệu bảng. Các kiểm định này bao gồm kiểm định phụ thuộc mặt cắt ngang, kiểm định tương quan chuỗi, kiểm định tính dừng của bảng dữ liệu, kiểm định phương sai thay đổi. Kết quả kiểm định được trình bày như trong bảng 3.5.
Bảng 3.5 Các kiểm định đánh giá chất lƣợng mô hình
Kiểm định P-value
Pesaran CD test (kiểm định phụ thuộc mặt cắt ngang) 0.2355 Durbin-Watson Test (kiểm định tương quan chuỗi) 2,36e-05 Maddala-Wu Unit-Root Test (kiểm định tính dừng) 2,2e-16 Breusch-Pagan test (Kiểm định phương sai thay đổi) 2.2e-16
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm R(Xem thêm phụ lục 3.4, 3.5, 3.6 và 3.7)
Kết quả kiểm định đánh giá chất lƣợng mô hình FEM ở bảng 3.4:
Kiểm định Pesaran CD test cho thấy giả thuyết H0: “Có phụ thuộc cắt ngang” bị từ chối (p-value = 0,236>0,05), nghĩa là không có phụ thuộc cắt ngang trong mô hình.
Kiểm định Durbin-Watson Test cho thấy giả thuyết H0: “Không có tương quan chuỗi” bị từ chối (DW=1,2903 và p-value = 2,36e-05<0,01), nghĩa là có sự tương quan chuỗi trong mô hình.
Kiểm định Maddala-Wu Unit-Root Test cho thấy giả thuyết H0: “Không có nghiệm đơn vị” không bị từ chối (p-value <0,01), nghĩa là dữ liệu bảng có tính dừng.
Kiểm định Breusch-Pagan test cho thấy H0: “Phương sai không đổi” bị từ chối (p-value <0,01), nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi.
Tóm lại, thông qua việc kiểm định các vấn đề đối với dữ liệu bảng của mô hình FEM cho thấy, hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi tồn tại. Vấn đề này được tác giả khắc phục ở mục tiếp theo sau đây.
3.6. Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và tƣơng quan chuỗi
Để kiểm soát phương sai thay đổi và tương quan chuỗi, tác giả sử dụng ước lượng ma trận hiệp phương sai, bằng thủ tục “coeftest” và “vcovHC” với phương pháp"Arellano" (method = "arellano") và hệ số phù hợp loại 3 (type = "HC3") được
tích hợp trong gói các gói plm và lmtest chạy trên nền tảng phần mềm R. Kết quả mô hình sau khi kiểm soát phương sai thay đổi và tương quan chuỗi, kết quả được trình bày trong bảng 3.6.
Bảng 3.6 Kết quả ƣớc lƣợng matran hiệp biến mạnh mẽ mô hình FEM Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn t-value Pr(>|t|)
SIZ -0.147249 0.168106 -0.8759 0.383108 LVA -0.076416 0.218522 -0.3497 0.727280 GRA 0.048988 0.017211 2.8463 0.005338 ** ROA -0.818870 0.230761 -3.5486 0.000585 *** RIS -0.233216 0.916118 -0.2546 0.799563 NDTS -0.092833 0.517411 -0.1794 0.857961 Uiq -0.029642 0.079516 -0.3728 0.710079
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm R (***) có ý nghĩa 1%, (**) có ý nghĩa 5%, (*) có ý nghĩa 10%.
(Xem thêm phụ lục 3.8)
3.7. Thảo luận kết quả hồi quy
Kết quả ƣớc lƣợng và kiểm định theo mô hình FEM ở trên cho thấy hệ số
xác định R2 điều chỉnh là 0,21647. Kết quả này hàm ý rằng, mô hình giải thích được 21,65% sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến CTV của các DN XDCT Khánh Hòa.
Thông qua kết quả mô hình cho thấy mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến cấu trúc vốn của các DN XDCT Khánh Hòa như sau:
Quy mô (SIZ): Hệ số ước lượng của biến SIZ = -0,147249 nhưng không có ý
nghĩa thống kê (Pr(>|t|)= 0,383108 >10%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H1 bị từ chối, nghĩa là quy mô tài sản DN không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Cấu trúc tài sản (LVA): Hệ số ước lượng của biến LVA = -0,076416 nhưng
không có ý nghĩa thống kê (Pr(>|t|)= 0,727280>10%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H2 bị từ chối, nghĩa là tỷ lệ tài sản dài hạn trên tổng tài sản không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Tăng trƣởng (GRA): Hệ số ước lượng của biến GRA = 0,048988 và có ý
nghĩa thống kê ở mức 1% (Pr(>|t|)= 0,005338 <5%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H3 không bị từ chối và hỗ trợ quan điểm của lý thuyết trật tự phân hạng, cũng như phù hợp với một số bằng chứng thực nghiệm của (Chen & Strange, 2005), (Vũ Thị Ngọc (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Lan & Nguyễn Tiến Dũng, 2013) và nhiều tác giả khác. Như vậy, tăng trưởng tài sản DN có ảnh hưởng tích cực đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Tỷ suất lợi nhuận (ROA): Hệ số ước lượng của biến ROA =-0,818870 và có ý
nghĩa thống kê ở mức 1% (Pr(>|t|)= 0,000585<1%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H4 không bị từ chối và hỗ trợ lý thuyết trật tự phân hạng, cũng như phù hợp với một số bằng chứng thực nghiệm (Rajan & Zingales, 1995), (Booth et al., 2001), (Gaud et al., 2005), (Chen & Strange, 2005), (Lê Đạt Chí, 2013) và nhiều tác giả khác. Như vậy, tỷ suất lợi nhuận trước thuế và lãi vay trên tổng tài sản doanh nghiệp có ảnh hưởng tiêu cực đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Rủi ro (RIS): Hệ số ước lượng của biến RIS=-0,233216 nhưng không có ý
nghĩa thống kê (Pr(>|t|)= 0,799563>10%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H5 bị từ chối, nghĩa là rủi ro không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Lá chắn thuế không nợ (NDTS): Hệ số ước lượng của biến NDTS=-0,092833
nhưng không có ý nghĩa thống kê (Pr(>|t|)= 0,857961>10%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H6 bị từ chối, nghĩa là lá chắn thuế không nợ không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Đặc thù (Uiq): Hệ số ước lượng của biến Uiq = -0,029642 nhưng không có ý
nghĩa thống kê (Pr(>|t|)= 0,710079>10%). Kết quả này cho thấy giả thuyết H7 bị từ chối, nghĩa là tỷ lệ chi phí kinh doanh trên doanh thu không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn DN XDCT Khánh Hòa.
Tóm lại, các mô hình các nhân tố thực sự ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các DN XDCT Khánh Hòa bao gồm tăng trưởng (GRA) và khả năng sinh lời (ROA) được viết dưới dạng phương trình như sau.
Với kết quả của hàm hồi quy trên cho thấy, trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu tổng tài sản của doanh nghiệp có tốc độ tăng trưởng 1% sẽ làm cho tỷ số nợ tăng 0,049%; nếu khả năng sinh lời trên tài sản tăng 1% thì sẽ làm cho tỷ số nợ giảm 0,819%.
Đối với hệ số chặn αi có sự khác biệt đối giữa các doanh nghiệp. Để xác định hệ số chặn của hàm hồi quy cho từng doanh nghiệp trong mẫu, tác giả sử dụng thủ tục fixef trên phần mềm R. Kết quả hệ số chặn của 22 doanh nghiệp trong mẫu như sau.
Bảng 3.7 Hệ số chặn αi cùa các doanh nghiệp
Mã DN (i) Hệ số chặn (αi) Mã DN (i) Hệ số chặn (αi) Mã DN (i) Hệ số chặn (αi) 1 1,896179 9 2,011144 17 1,895135 2 2,210328 10 1,974180 18 1,717196 3 1,804406 11 2,195517 19 1,927846 4 1,864770 12 1,564762 20 1,158224 5 1,963423 13 2,045032 21 1,836532 6 1,940395 14 1,355046 22 2,417159 7 1,832088 15 1,429427 8 1,725186 16 2,177951
Ghi chú: Mã DN (i) tương ứng với tên các DN được trình bày trong phụ lục 3.10
* Tóm tắt chƣơng 3
Chương này trình bày kết quả nghiên cứu bao gồm thống kê mô tả các biến, phân tích tương quan, các kiểm định để có mô hình phù hợp và xây dựng mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các DN XDCT Khánh Hòa. Kết quả nghiên cứu cho thấy FEM là mô hình phù hợp cho nghiên cứu. Theo kết quả ước lượng FEM, các nhân tố thực sự ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các DN XDCT Khánh Hòa bao gồm tăng trưởng tài sản và khả năng sinh lời tài sản. Kết quả này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và một số bằng chứng thực nghiệm của các tác giả trong và ngoài nước. Kết quả nghiên cứu này là cơ sơ sở để tác giả gợi ý một số chính sách nhằm tái cấu trúc vốn cho các DN XDCT Khánh Hòa hướng đến mục tiêu nâng cao hiệu quả hoạt động của các DN ở chương tiếp theo.
CHƢƠNG 4 - KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
4.1. Kết luận
Nghiên cứu này nhằm tìm kiếm các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Xây dựng công trình Khánh Hòa. Mẫu nghiên cứu khai thác được trong nghiên cứu này là 22 doanh nghiệp trong giai đoạn 2008 - 2013, thu được 132 quan sát. Biến đầu vào của nghiên cứu này được “mô phỏng” theo nghiên cứu của (Titman & Wessels, 1988) đó là: Quy mô, cấu trúc tài sản, tăng trưởng, khả năng sinh lời, rủi ro và đặc thù.
Thông qua các kiểm định: F-test, LM-test, có được mô hình phù hợp để phân tích. Thông qua các kiểm định: Pesaran CD test; Durbin-Watson test; Maddala-Wu Unit-Root Test; Breusch-Pagan test đánh giá mức độ phù hợp của mô hình. Với ước lượng ma trận hiệp biến mạnh mẽ, phương sai thay đổi và tương quan nối tiếp được kiểm soát.
Kết quả cho phân tích cho thấy FEM là mô hình phù hợp hơn, hai biến là tăng trưởng và khả năng sinh lời là có tác động đến cấu trúc vốn doanh nghiệp xây dựng công trình Khánh Hòa. Trong đó, tăng trưởng tài sản có tác động theo chiều tích cực còn khả năng sinh lời thì theo chiều hướng ngược lại.
Từ kết quả phân tích có thể nói rằng, “sự vận hành” của cấu trúc vốn của doanh nghiệp Xây dựng công trình Khánh Hòa phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, nghĩa là: “Không có lý thuyết phổ quát cho sự lựa chọn nợ-vốn chủ sở hữu, và không có lý do để mong đợi điều đó” (Myers, 2001), cũng có nghĩa là không có một mô hình cấu trúc vốn phù hợp cho tất cả các doanh nghiệp.
Mặc dù nghiên cứu này sử dụng các “biến” như nghiên cứu của (Titman & Wessels, 1988), nhưng với sự khác biệt là: số mẫu nhỏ hơn, phương pháp phân tích thống kê và giai đoạn nghiên cứu khác nhau, một số biến cũng được tính toán từ thiết lập khác nhau nên kết quả có những điểm khác nhau. Dù vậy vẫn có điểm trung là cả 2 nghiên cứu đều tìm thấy sự tương quan tiêu cực của lợi nhuận và tỷ số nợ.
Nghiên cứu này cũng tìm thấy một số tương đồng cũng như khác biệt trong các nghiên cứu khác về cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Kết quả nghiên cứu này bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu về cấu trúc vốn doanh nghiệp.
4.2. Hạn chế của nghiên cứu và hƣớng nghiên cứu tiếp theo 4.2.1. Hạn chế chủ quan 4.2.1. Hạn chế chủ quan