4.2.1 Kiểm tra tính cân bằng
Các dữ liệu nghiên cứu được tính toán từ các dữ liệu báo cáo tài chính của các công ty ngành xây dựng trên HOSE, ta cần phải kiểm tra tính cân bằng của dữ liệu nghiên cứu trước khi tiến hành các bước phân tích tiếp theo. Mục đích của việc kiểm tra tính cân bằng của dữ liệu bảng nhằm kiểm tra các công ty nghiên cứu có cùng quan sát theo thời gian, để tránh những hạn chế có thể xảy ra trong các ước lượng.
. xtset company year
panel variable: company (strongly balanced) time variable: year, 2010 to 2014
delta: 1 unit
(Nguồn tính toán từ chương trình Ewiews)
Kết quả kiểm tra cho thấy dữ liệu nghiên cứu là một dữ liệu bảng cân bằng.
4.2.2 Thống kê mô tả các biến trong mẫu nghiên cứu
Bảng 4.3 thể hiện thống kê mô tả các biến trong mẫu nghiên cứu. Số liệu thông tin tài chính được thu thập từ các báo cáo tài chính trong suốt thời kỳ 2010 - 2014. Tổng số quan sát trong mẫu là 150 quan sát.
54.85% 16.11% 29.05% Nợ ngắn hạn Nợ dài hạn Nguồn VCSH
36
Bảng 4.3 Bảng thống kê mô tả các biến
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản (STD) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng trên HOSE là 5 1 , 2 5 %; trong đó cao nhất là 128,44% và thấp nhất là 2.12%.
Tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản (LTD) bình quân của doanh nghiệp ngành xây dựng là 13.84%; trong đó cao nhất là 59,92% và thấp nhất là 0%.
Tỷ lệ tổng nợ/tổng tài sản (TD) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 64,19%; trong đó, doanh nghiệp có tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản cao nhất là 127,42% và thấp nhất là 9.69%.
Như vậy trong mẫu quan sát có thể nhận thấy rằng nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng khá cao trong cơ cấu vốn của doanh nghiệp và nợ dài hạn chiếm tỷ trọng tương đối thấp, có doanh nghiệp hầu như không sử dụng nợ dài hạn trong cơ cấu vốn của mình.
Tốc độ tăng trưởng (GROW) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 64.09%, cao nhất là 3927%, thấp nhất là -98,41%
Tính thanh khoản (LIQ) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 1.42, cao nhất là 6.73 và thấp nhất là 0.37
Tỷ suất sinh lời trên t ổ n g t à i s ả n (ROA) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 2.69%; trong đó doanh nghiệp có ROA cao nhất là 12.87% và thấp nhất là -38.34%.
Quy mô doanh nghiệp (SIZE) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 11.99, lớn nhất là 12.90, nhỏ nhất là 11.21
Tỷ lệ tài sản hữu hình /tổng tài sản (TANG) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 20.04% trong đó cao nhất là 90.61% và thấp nhất là 0.37%
TD STD LTD DPR GRO VOL LIQ ROA TANG SIZE TAX Mean 0,6419 0,5125 0,1384 0,1049 0,6409 0,9301 1,4193 0,0269 0,2004 11,9196 0,2054
Max 1,2742 1,2844 0,5992 39,273 22,635 6,7343 0,1287 0,9061 12,903 1,3909
Min 0,9689 0,0212 0 0 -0,9841 -53,177 0,367 -0,3835 0.0037 11,2052
Std. Dev. 0,1756 0,1354 0,1997 0,0881 2,8741 2,5584 0,6820 0,0404 0,1480 0,4808 0,1013
37
Tỷ lệ thuế thu nhập doanh nghiệp trên thu nhập trước thuế (TAX) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 20.53%, trong đó cao nhất là 139.09%, thấp nhất là 0%
Rủi ro kinh doanh (VOL) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 0,91 trong đó cao nhất là 22,34, thấp nhất là -53,98
Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt (DPR) bình quân của các doanh nghiệp ngành xây dựng là 10.46%, trong đó cao nhất là 50%, thấp nhất là 0%
4.3 Phân tích tƣơng quan
Bảng 4.4 Mối tương quan giữa các biến
Nguồn: Tác giả tính toán từ Eviews
Nhìn bảng số liệu trên về mối tương quan giữa các biến độc lập. Chúng ta dễ dàng nhận thấy các cặp biến LIQ và GROW, ROA và PPR có mối tương quan cao, dự báo có thể gây ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên hệ số tương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.6. Điều này cho thấy rằng các biến đưa vào mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4 Ƣớc lƣợng tham số
4.4.1 Ƣớc lƣợng tham số hàm hồi quy tổng thể
Mô hình 1: TD = α1 +α2*DPR + α3*GROW +α4*LIQ + α5*ROA + α6*SIZE + α7*TANG + α8*TAX+ α9*VOL (1)
Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Var
Name TD STD LTD DPR GRO VOL LIQ ROA TANG SIZE TAX TD 1 STD 0,6788 1 LTD 0,2234 -0,5711 1 DPR 0,0816 0,109 -0,0482 1 GRO -0,2549 -0,1573 -0,0735 0,011 1 VOL 0,0629 0,029 0,03 0,032 -0,0141 1 LIQ -0,5716 -0,4205 0,086 -0,0187 0,533 -0,0361 1 ROA -0,3864 -0,3308 0,024 0,422 0,0923 -0,01584 0,1669 1 TANG -0,0313 -0,5023 0,636 -0,1686 -0,5423 0,036 -0,2078 -0.0308 1 SIZE 0,1348 -0,0381 0,201 0,122 0,0695 -0,1822 0,0864 0,0864 -0,0978 1 TAX 0,0312 0,099 -0,0872 0,055 -0,0198 0,056 0,0114 0,1203 -0,1146 0,0964 1
38
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy tổng thể về tác động của các biến độc lập đến hệ số tổng nợ trên tổng tài sản
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.310874 0.201333 -1.544.577 0.1236 DPR 0.219215 0.097268 2.397.399 0.0172 GROW 0.001506 0.002703 0.631271 0.5284 LIQ -0.126007 0.011682 -1.078.606 0.0000 ROA -1.095.234 0.198558 -5.505.865 0.0000 SIZE 0.090820 0.015562 5.841.365 0.0000 TANG -0.124058 0.053114 -2.335.694 0.0202 TAX -0.063505 0.071807 -0.885621 0.3766 VOL 0.000325 0.000329 0.682202 0.4957 R-squared 0.534976 0.672834 Adjusted R-squared 0.520239 0.174607 Dependent Variable: TD Method: Least Squares Date: 11/08/15 Time: 11:07 Sample: 150
Included observations: 30
Mean dependent var S.D. dependent var
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%;
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy tổng thể:
TD = -0.310874 + 0.209215*DPR + 0.001506*GROW - 0.126007*LIQ - 1.095234*ROA + 0.090820*SIZE - 0.124058*TANG - 0.063505*TAX + 0.000325*VOL
Hệ số R-squared = 0.534976 Và Adjusted R-squared =0.520239
Mô hình 2: LTD = β1 + β2*DPR + β3*GROW +β4*LIQ + β5*ROA + β6*SIZE + β7*TANG + β8*TAX+ β9 *VOL (2)
Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy tổng thể về tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ dài hạn trên tổng tài sản
39
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1.453.755 0.160790 -9.227.919 0.0000 DPR 0.054189 0.069594 0.763179 0.4460 GROW 0.007435 0.002158 3.398.148 0.0008 LIQ 0.041265 0.009330 4.851.643 0.0000 ROA -0.334721 0.158574 -2.110.824 0.0357 SIZE 0.165446 0.012348 1.096.868 0.0000 TANG 0.406529 0.042418 1.005.530 0.0000 TAX -0.032537 0.057267 -0.568159 0.5704 VOL -6.203.357 0.000263 -0.023577 0.9812 R-squared 0.489179 0.100279 Adjusted R-squared 0.493307 0.134369 Dependent Variable: LTD Method: Least Squares Date: 15/08/14 Time: 15:25 Sample: 150
Included observations: 30
Mean dependent var S.D. dependent var
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%;
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy tổng thể:
LTD = -1.453755 + 0.054189*DPR + 0.007435*GROW + 0.041265*LIQ - 0.334721*ROA + 0.165446*SIZE + 0.406529*TANG - 0.032537*TAX - 6.203357*VOL
R-squared = 0.489179
Adjusted R-squared = 0.493307
Mô hình 3: STD = c1 + c2*DPR + c3*GROW +c4*LIQ + c5*ROA + c6*SIZE + c7*TANG + c8*TAX+ c9*UNI + c10*VOL (3)
Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Bảng 4.7 Kết quả hồi quy tổng thể về tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản
40
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%;
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy tổng thể:
STD = 1.172781+ 0.156026*DPR + 0.009041*GROW - 0.171272*LIQ - 0.758513*ROA - 0.045126*SIZE - 0.550588*TANG - 0.030968*TAX + 0.000231*VOL
R-squared = 0.749472
Adjusted R-squared = 0.741533
4.4.2 Ƣớc lƣợng tham số hàm hồi quy giới hạn
Mô hình 1*: TD = α1 + α2*DPR + α3*LIQ + α4*ROA + α5SIZE + α6*TANG (4) Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Bảng 4.8 Kết quả hồi quy giới hạn về tác động của các biến độc lập đến hệ số tổng nợ trên tổng tài sản
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy giới hạn:
TD = -0.338080 + 0.216751*DPR - 0.123049*LIQ - 1.102721*ROA + 0.091091*SIZE - 0.115463*TANG
Variable Coefficient t-Statistic
C 1.172.781 7.117.138 DPR 0.156026** 2.184.470 GROW 0.009041* 4.087.099 LIQ -0.171272* -1.791.259 ROA -0.758513* -4.667.437 SIZE -0.045126* -3.565.867 TANG -0.550588* -1.266.542 TAX -0.030968 -0.527667 VOL 0.000231 0.856526 R-squared 0.749472 0.572555 Adjusted R-squared 0.741533 0.194700
Mean dependent var S.D. dependent var
Variable Coefficient t-Statistic
C -0.338080 -1.714.497 DPR 0.216751* 2.501.145 LIQ -0.123049* -1.146.424 ROA -1.102721* -5.619.207 SIZE 0.091091* 5.992.920 TANG -0.115463** R-squared 0.532342 0.672834 Adjusted R-squared 0.522565 0.174607
Mean dependent var S.D. dependent var 0.052312
41
R-squared = 0.532342
Adjusted R-squared = Adjusted R-squared
Mô hình 2*: LTD= β1 + β2*GROW +β3*LIQ + β4*ROA + β5*SIZE + β6*TANG (5) Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Bảng 4.9 Kết quả hồi quy giới hạn về tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ dài hạn trên tổng tài sản
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy giới hạn:
LTD = -1.493171+ 0.007351*GROW + 0.044679*LIQ - 0.311521*ROA + 0.136549*SIZE + 0.425414*TANG
R-squared = 0.497444
Adjusted R-squared = 0.486937
Mô hình 3*: STD = c1 + c2*DPR + c3*GROW +c4*LIQ + c5*ROA + c6*SIZE + c7*TANG (6)
Kết quả ước lượng từ chương trình Eviews như sau:
Bảng 4.10 Kết quả hồi quy giới hạn về tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ ngắn hạn trên tổng tài sản
Variable Coefficient t-Statistic
C -1.493.171 -9.351.002 GROW 0.007351 3.419.365 LIQ 0.044679 4.821.602 ROA -0.311521 -2.057.533 SIZE 0.136549 1.126.436 TANG 0.425414 R-squared 0.497444 0.100279 Adjusted R-squared 0.486937 0.134369
Mean dependent var S.D. dependent var 0.041319
42
Ghi chú: :(***) - mức ý nghĩa lớn hơn 5% (**) - mức ý nghĩa 5%; (*) - mức ý nghĩa 1%
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Ta có hàm hồi quy giới hạn:
STD = 1.169089 + 0.161637*DPR + 0.009030*GROW - 0.171234*LIQ - 0.766429*ROA - 0.045410*SIZE - 0.545702*TANG
R-squared = 0.748609
Adjusted R-squared = 0.742456
4.4.3 Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến:
Tác giả dựa trên kết quả của ma trận tương quan và hệ số phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.
Theo Gujarati (2004), để loại trừ vấn đề đa cộng tuyến chúng ta cần nghiên cứu kỹ hệ số tương quan giữa các biến. Nếu giá trị tương quan giữa các biến lớn hơn 0,8 thì mô hình sẽ gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Từ kết quả của ma trận tương quan trong bảng 4.4 ta thấy rằng tất cả các hệ số đều nhỏ hơn 0.8 và trong bảng 4.10 cũng chỉ ra hệ số phóng đại phương sai trung bình VIF = 1.16 < 2, điều đó cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến là không nghiêm trọng.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến các biến
Variable Coefficient t-Statistic
C 1.169.089 7.110.583 DPR 0.161637** 2.276.871 GRO 0.009030 4.090.815 LIQ -0.171234 -1.794.102 ROA -0.766429 -4.756.727 SIZE -0.045410 -3.603.167 TANG -0.545702 -1.273.734 R-squared 0.748609 0.572555 Adjusted R-squared 0.742456 0.194700
Mean dependent var S.D. dependent var
43
Nguồn: Phụ lục 3.
Như vậy, sau khi kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của các mô hình hình nghiên cứu đều mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng tác giả tiến hành phân tích và kiểm nghiệm các giả thuyết đã nêu.
4.4.4 Kiểm định giả thiết
4.4.3.1 Kiểm định giả thiết 1:
Từ mô hình hồi quy tổng thể (1) Giả thiết: H0: α3 = α8 = α9 = 0
Ta chọn mô hình hồi quy giới hạn 4 Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.11 Kết quả kiểm định giả thiết 1
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Từ kết quả kiểm định trên ta thấy chỉ số P(F) = 0.657774>0.05 nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức hệ số hồi quy của biến GROW, TAX và VOL khác 0 không có ý nghĩa trong mô hình, hay nói cách khác biến GROW, TAX và VOL không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc TD. Vì vậy ta không đưa các biến trên vào mô hình.
Variable VIF 1/VIF
DPR 1.11 0,763358779 GROW 1.09 0,970873786 LIQ 1.14 0,917431193 ROA 1.08 0,961538462 SIZE 1.15 0,900900901 TANG 1.07 0,917431193 TAX 1.18 0,847457627 VOL 1.30 0,769230769 Mean VIF 1.16 Null Hypothesis: F-statistic 0.536283 Probability 0.657774 Chi-square 1.608.850 Probability 0.657385 Wald Test: Equation: Untitled α3=0 α8=0 α9=0
44
4.4.3.2 Kiểm định giả thiết 2:
Từ mô hình hồi quy tổng thể (2) Giả thiết: H0: β2 = β8 = β9 = 0 Ta có mô hình giới hạn (5) Kết quả kiểm định như sau: Bảng 4.12 Kết quả kiểm định giả thiết 2
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Từ kết quả kiểm định trên ta thấy chỉ số P(F) = 0.805157>0.05 nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức hệ số hồi quy của biến DPR, TAX và VOL khác 0 không có ý nghĩa trong mô hình, hay nói cách khác biến DPR, TAX và VOL không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc LTD. Vì vậy ta không đưa các biến trên vào mô hình.
4.4.3.3 Kiểm định giả thiết 3:
Từ mô hình hồi quy tổng thể (3) Giả thiết: H0: c8 = c9 = 0
Ta có mô hình giới hạn (6) Kết quả kiểm định như sau: Bảng 4.13 Kết quả kiểm định giả thiết 3
Nguồn:Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Null Hypothesis: F-statistic 0.327945 Probability 0.805157 Chi-square 0.983834 Probability 0.805164 Equation: Untitled β2 =0 β8=0 β10=0 Wald Test: Null Hypothesis: F-statistic 0.489157 Probability 0.613658 Chi-square 0.978315 Probability 0.613143 C(8)=0 C(9)=0 Equation: Untitled
45
Từ kết quả kiểm định trên ta thấy chỉ số P(F) = 0.6136580>0.05 nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức hệ số hồi quy của biến TAX và VOL khác 0 không có ý nghĩa trong mô hình, hay nói cách khác biến TAX và VOL không ảnh hướng đến biến phụ thuộc STD. Vì vậy ta không đưa các biến trên vào mô hình.
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả của các hệ số hồi quy trong hàm hồi quy tổng thể và hàm hồi quy giới hạn được tóm tắt như sau:
Bảng 4.14 Bảng tóm tắt kết quả hồi quy
Coe ff T-Stat Prob Coe ff T-Stat Prob
C -0.310974 -1.544.577 0.1236 -1.483.755 -9.227.919 0.0000 DPR 0.209215 2.397.394 0.0172 0.053189 0.763179 0.4460 GROW 0.001706 0.631271 0.5284 0.007335 3.398.148 0.0008 LIQ -0.126007 -1.078.606 0.0000 0.045265 4.851.643 0.0000 ROA -1.093.234 -5.505.865 0.0000 -0.334721 -2.110.824 0.0357 SIZE 0.090320 5.841.362 0.0000 0.135446 1.096.868 0.0000 TANG -0.124058 -2.335.694 0.0202 0.426529 1.005.530 0.0000 TAX -0.063505 -0.885621 0.3766 -0.032537 -0.568159 0.5704 VOL 0.000225 0.682202 0.4957 -6.203.356 -0.023577 0.9812 R- squared 0.534976 0.499179 Kết quả HHQ (1) Kết quả HHQ (2)
Coe ff T-Stat Prob. Coe ff T-Stat Prob.
C 1.172.781 7.117.138 0.0000 -0.338080 -1.714.497 0.0875 DPR 0.156026 2.184.470 0.0297 0.216751 2.501.145 0.0129 GROW 0.009041 4.087.099 0.0001 LIQ -0.171272 -1.791.259 0.0000 -0.123049 -1.146.424 0.0000 ROA -0.758513 -4.667.437 0.0000 -1.102.721 -5.619.207 0.0000 SIZE -0.045126 -3.565.867 0.0004 0.091091 5.992.920 0.0000 TANG -0.550588 -1.266.542 0.0000 -0.115463 -2.207.196 0.0281 TAX -0.030968 -0.527667 0.5981 VOL 0.000231 0.856526 0.3924 R- squared 0.749472 0.532342 Kết quả HHQ (3) Kết quả HHQ (4)
46
Nguồn:Tác giả tổng hợp kết quả từ chương trình Eviews
Ban đầu mô hình tổng thể bao gồm đầy đủ các biến, sau khi chạy dữ liệu cho ra kết quả theo kết quả HHQ (1), (2) và (3). Dựa vào giá trị của thống kê t và xác suất P- value, tác giả loại bỏ các biến không có ý nghĩa trong mô hình. Sau khi loại bỏ các biến không có ý nghĩa thống kê, tác giả đưa ra mô hình hồi quy giới hạn và kết quả hồi quy của mô hình giới hạn theo kết quả HHQ (4), (5) và (6).
Kết quả mô hình hồi quy xem xét mối tương quan giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập. Hay nói cách khác xem xét mối tương quan giữa cấu trúc vốn và các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành xây dựng Việt Nam. Quan sát kết quả cho thấy rằng có sáu yếu tố tác động đến cấu trúc vốn đó là: Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt (DPR), tốc độ tăng trưởng (GROW), tính thanh khoản (LIQ),