Kiểm định giả thuyết về khả năng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn

Một phần của tài liệu NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM.PDF (Trang 59 - 60)

6. KẾT CẤU CỦA LUẬN VĂN

4.1.4 Kiểm định giả thuyết về khả năng giải thích của mô hình hồi quy giới hạn

Để kiểm định tính phù hợp của mô hình hồi quy, tác giả áp dụng thủ tục kiểm

định liên quan đến giả thuyết H0 và H1 được trình bày đối với mỗi mô hình hồi quy dưới đây. Để thực hiện kiểm định này, tác giả sử dụng kiểm định F nhằm chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0. Nếu giá trị (Sig.) của thống kê F lớn hơn mức ý nghĩa xác

định thì chấp nhận giả thuyết H0, ngược lại bác bỏ giả thuyết H0.

Kim định gi thuyết th 1

Kiểm định khả năng giải thích của mô hình của mô hình hồi quy giới hạn (4.4) Giả thuyết H0 : β1 = β3 = β4 = β5 = β6 = β7 = β8 = β9 = β10 = β12 = 0 [không chọn mô hình giới hạn (4.4)]

Kết quả kiểm định từ bảng 4.7 cho thấy rằng:

Giá trị Sig của thống kê F là 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, vậy mô hình hồi quy giới hạn (4.4) được chấp nhận.

Hệ số (R2) của mô hình hồi quy giới hạn (4.4) là 54.5%. Điều này có nghĩa là 54.5% sự thay đổi của tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản có thểđược giải thích bằng sự ảnh hưởng của các biến độc lập trong mô hình hồi quy (4.4).

Kim định gi thuyết th 2

Kiểm định khả năng giải thích của mô hình của mô hình hồi quy giới hạn (4.5) Giả thuyết H0 : β1 = β3 = β5 = β6 = β7 = β8 = β10 = β11 = β12 = β13 = 0 [không chọn mô hình giới hạn (4.5)]

Kết quả kiểm định từ bảng 4.8 cho thấy rằng:

Giá trị Sig của thống kê F là 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, vậy mô hình hồi quy giới hạn (4.5) được chấp nhận

Hệ số (R2) của mô hình hồi quy giới hạn (4.5) là 44.8%. Điều này có nghĩa là 44.8% sự thay đổi của tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản có thể được giải thích bằng sựảnh hưởng của các biến độc lập trong mô hình hồi quy (4.5).

Kim định gi thuyết th 3

Kiểm định khả năng giải thích của mô hình của mô hình hồi quy giới hạn (4.6) Giả thuyết H0 : β1 = β3 = β4 = β6 = β7 = β8 = β9 = β10 = 0 [không chọn mô hình giới hạn (4.6)]

Kết quả kiểm định từ bảng 4.9 cho thấy rằng:

Giá trị Sig của thống kê F là 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, vậy mô hình hồi quy giới hạn (4.6) được chấp nhận

Hệ số (R2) của mô hình hồi quy giới hạn (4.6) là 60.8%. Điều này có nghĩa là 60.8% sự thay đổi của tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản có thể được giải thích bằng sựảnh hưởng của các biến độc lập trong mô hình hồi quy (4.6).

Một phần của tài liệu NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN CẤU TRÚC VỐN CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM.PDF (Trang 59 - 60)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(129 trang)