Tác giả bắt đầu phân tích hồi quy với mô hình Pooled OLS đối với dữ liệu bảng dựa theo rất nhiều các nghiên cứu đi trước. Đây là mô hình cơ bản nhất trong các bài nghiên cứu định lượng.
Bảng 4.2 Kết quả mô hình hồi quy Pooled OLS về ảnh hưởng của các nhân tố tới tỉ trọng nợ, tỉ trọng nợ ngắn hạn, tỉ trọng nợ dài hạn
Mô hình Pooled OLS
Tỉ trọng nợ (DTR) Tỉ trọng nợ ngắn hạn (SDR) Tỉ trọng nợ dài hạn (LDR) PROF -0,2287** -0,0135 -0,2152*** (0,016) (0,886) (0,001) TANG -0,4472*** -0,2994*** -0,1478** (0,000) (0,001) (0,013) TAX 0,0342 -0,0050 0,0391 (0,544) (0,930) (0,293) GROWTH -0,2548 -0,6884*** 0,4336*** (0,130) (0,000) (0,000) LNSIZE 0,0143*** 0,0080* 0,0063** (0,002) (0,085) (0,040) LNLIQ -0,2377*** -0,2347*** -0,0030 (0,000) (0,000) (0,711) CONS 0,5102*** 0,5329*** -0,0227 (0,000) (0,000) (0,544) N 270 270 270 * p < 10%, ** p < 5%, *** p < 1%
PROF: Khả năng sinh lời TANG: Tài sản cố định hữu hình
TAX: Thuế suất thực tế
GROWTH: Cơ hội tăng trưởng LNSIZE: Quy mô doanh nghiệp
LNLIQ: Tính thanh khoản
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán)
4.2.1 Mô hình các nhân tố ảnh hưởng tới tỉ trọng nợ trên tổng tài sản
Từ kết quả của mô hình hồi quy Pooled OLS tại Bảng 4.2 có thể thấy biến độc lập PROF có mối quan hệ nghịch biến với tỉ trọng nợ trên tổng tài sản. Hệ số hồi
quy của biến này là -0,2287 và có ý nghĩa ở mức 5%, T-value = -2,43 thể hiện ý nghĩa thống kê khá cao. Khi biến số khả năng sinh lời tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ trên tổng tài sản giảm đi 0,2287 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H1.1. Khả năng sinh lời tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ của doanh nghiệp được chấp nhận.
Biến độc lập TANG có tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là -0,4472 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = -5,01 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi biến số tài sản cố định hữu hình tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ giảm đi 0,4472 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H2.1. Tài sản cố định hữu hình tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ của doanh nghiệp bị bác bỏ.
Biến độc lập LNSIZE có tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là 0,0143 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = 3,09 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi quy mô doanh nghiệp tăng thêm 1% thì tỉ trọng nợ tăng thêm 0,000143 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H5.1. Quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ của doanh nghiệp được chấp nhận.
Biến độc lập LNLIQ có tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là -0,2377 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = -19,35 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi biến số tính thanh khoản tăng thêm 1% thì tỉ trọng nợ trên tổng tài sản giảm đi 0,002377 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H6.1. Tính thanh khoản tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ của doanh nghiệp được chấp nhận.
Các biến độc lập TAX và GROWTH không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy Pooled OLS mà tỉ trọng nợ trên tổng tài sản (DTR) là biến độc lập.
4.2.2 Mô hình các nhân tố ảnh hưởng tới tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản
Từ kết quả của mô hình hồi quy Pooled OLS tại Bảng 4.2 có thể thấy biến độc lập TANG có mối quan hệ nghịch biến với tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản.
Hệ số hồi quy của biến này là -0,2994 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = -3,35 thể hiện ý nghĩa thống kê khá cao. Khi biến số tài sản cố định hữu hình tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ ngắn hạn giảm đi 0,2994 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H2.2. Tài sản cố định hữu hình tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn của doanh nghiệp bị bác bỏ.
Biến độc lập GROWTH có tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là -0,6884 và có ý nghĩa ở mức 1%, T- value = -4,10 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi biến số cơ hội tăng trưởng tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ ngắn hạn giảm đi 0,6884 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H4.2. Cơ hội tăng trưởng tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn của doanh nghiệp được chấp nhận.
Biến độc lập LNSIZE có tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là 0,0080 và có ý nghĩa ở mức 10%, T- value = 1,73 thể hiện ý nghĩa thống kê ở mức trung bình. Khi quy mô doanh nghiệp tăng thêm 1% thì tỉ trọng nợ ngắn hạn tăng thêm 0,000080 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H5.2. Quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn của doanh nghiệp được chấp nhận.
Biến độc lập LNLIQ có tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là -0,2347 và có ý nghĩa ở mức 1%, T- value = -19,08 thể hiện ý nghĩa thống kê ở mức cao. Khi biến số tính thanh khoản tăng thêm 1% thì tỉ trọng nợ ngắn hạn giảm đi 0,002347 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H6.2. Tính thanh khoản tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ ngắn hạn của doanh nghiệp được chấp nhận.
Các biến độc lập PROF và TAX không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy Pooled OLS mà tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SDR) là biến độc lập
4.2.3 Mô hình các nhân tố ảnh hưởng tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản
Từ kết quả của mô hình hồi quy Pooled OLS tại Bảng 4.2 có thể thấy biến độc lập PROF có mối quan hệ nghịch biến với tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản. Hệ
số hồi quy của biến này là -0,2152 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = -3,45 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi biến số khả năng sinh lời tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ dài hạn giảm đi 0,2152 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H1.3. Khả năng sinh lời tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn của doanh nghiệp được chấp nhận.
Biến độc lập TANG có tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là -0,1478 và có ý nghĩa ở mức 5%, T-value = -2,50 thể hiện ý nghĩa thống kê trung bình. Khi biến số tài sản cố định hữu hình tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ dài hạn giảm đi 0,1478 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H2.3. Tài sản cố định hữu hình tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn của doanh nghiệp bị bác bỏ.
Biến độc lập GROWTH có tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là 0,4336 và có ý nghĩa ở mức 1%, T-value = 3,91 thể hiện ý nghĩa thống kê cao. Khi biến số cơ hội tăng trưởng tăng thêm 1 đơn vị thì tỉ trọng nợ dài hạn tăng thêm 0,4336 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H4.3. Cơ hội tăng trưởng tác động ngược chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn của doanh nghiệp bị bác bỏ.
Biến độc lập LNSIZE có tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản. Hệ số hồi quy của biến này là 0,0063 và có ý nghĩa ở mức 5%, T-value = 2,07 thể hiện ý nghĩa thống kê trung bình. Khi quy mô doanh nghiệp tăng thêm 1% thì tỉ trọng nợ dài hạn tăng thêm 0,000063 đơn vị, các yếu tố khác không đổi. Như vậy, giả thuyết H5.3. Quy mô doanh nghiệp tác động cùng chiều tới tỉ trọng nợ dài hạn của doanh nghiệp được chấp nhận.
Các biến độc lập TAX và LNLIQ không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy Pooled OLS mà tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản (LDR) là biến độc lập
4.3 Kiểm định khuyết tật của mô hình
4.3.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Mô hình tác động của các biến độc lập tới tỉ trọng nợ trên tổng tài sản: download by : skknchat@gmail.com
- Giá trị Prob>F = 0,0000 <0,01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%
- Giá trị adjust R2 = 0,6257 cho thấy các biến độc lập đã giải thích được 62,57% sự thay đổi của tỉ trọng nợ
Mô hình tác động của các biến độc lập tới tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản:
- Giá trị Prob>F = 0,0000<0,01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%
- Giá trị adjust R2 = 0,6070 cho thấy các biến độc lập đã giải thích được 60,70% sự thay đổi của tỉ trọng nợ ngắn hạn.
Mô hình tác động của các biến độc lập tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản:
- Giá trị Prob>F = 0,0001<0,01 chứng tỏ mô hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%
- Giá trị adjust R2 = 0,0779 cho thấy các biến độc lập đã giải thích được 7,79% sự thay đổi của tỉ trọng nợ dài hạn.
4.3.2 Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 4.3 Ma trận tương quan giữa các biến độc lập
PROF TANG TAX GROWTH LNSIZE LNLIQ PROF 1,0000 TANG 0,1657 1,0000 TAX 0,2569 -0,0997 1,0000 GROWTH 0,2621 0,4198 0,0064 1,0000 LNSIZE 0,4840 0,2142 0,2108 0,2605 1,0000 LNLIQ -0,1178 -0,0993 -0,0518 -0,1601 -0,2742 1,0000 (Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán)
Kết quả phân tích ma trận tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình theo Bảng 4.3 cho thấy giá trị các hệ số tự tương quan dao động từ -0,1601 đến 0,4840, không tồn tại các hệ số tự tương quan lớn hơn 0,8, do đó không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.4 Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai VIF
Biến VIF 1/VIF
LNSIZE 1,45 0,688171 PROF 1,40 0,716420 GROWTH 1,30 0,770152 TANG 1,26 0,794038 TAX 1,11 0,897704 LNLIQ 1,09 0,915257 Trung bình VIF 1,27 0,773297
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán) Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai VIF theo Bảng 4.4 cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 5 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
Kết luận: Mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mẫu dữ liệu nghiên cứu.
4.3.3 Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan và câu lệnh “hettest” trên chương trình Stata 13 để phát hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi với 2 giả thuyết như sau:
- Giả thuyết H0: Mô hinh không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. - Giả thuyết H1: Mô hinh có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.5 Kết quả kiểm tra phương sai sai số thay đổi
Mô hình Chi bình phương P-value
Tỉ trọng nợ (DTR) 3,19 0,0740
Tỉ trọng nợ ngắn hạn (SDR) 1,96 0,1611
Tỉ trọng nợ dài hạn (LDR) 35,37 0,0000
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán) Kết quả kiểm tra phương sai sai số thay đổi theo Bảng 4.5 cho thấy 2 mô hình tỉ trọng nợ trên tổng tài sản và tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản đều có giá trị P- value lớn hơn mức ý nghĩa α = 0,05 do đó chưa có đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H0: Mô hinh không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Đối với mô hình tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản, P-value = 0,0000 < α = 0,05 nên mô hình này mắc hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, hai mô hình tỉ trọng nợ trên tổng tài sản và tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản không mắc hiện tượng phương sai sai số thay đổi, mô hình tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản mắc hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Để khắc phục khuyết tật này, tác giả sử dụng lệnh Robust trong phần mềm Stata 13 để chạy lại mô hình hồi quy Robusted Pooled OLS với biến phụ thuộc là tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản. Kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.6 Kết quả mô hình hồi quy Robusted Pooled OLS về ảnh hưởng của các nhân tố tới tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản của doanh nghiệp
Mô hình Robusted Pooled OLS Tỉ trọng nợ dài hạn (LDR) PROF -0,2152*** (0,000) TANG -0,1478*** (0,004) TAX 0,0391 (0,431) GROWTH 0,4336*** (0,000) LNSIZE 0,0063* (0,068) LNLIQ -0,0030 (0,744) CONS -0,0227 (0,602) N 270 R-squared 0,0985 * p < 10%, ** p < 5%, *** p < 1%
PROF: Khả năng sinh lời TANG: Tài sản cố định hữu hình
TAX: Thuế suất thực tế
GROWTH: Cơ hội tăng trưởng LNSIZE: Quy mô doanh nghiệp
LNLIQ: Tính thanh khoản
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán) download by : skknchat@gmail.com
4.3.4 Kiểm định tự tương quan
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey và câu lệnh “estat bgodfrey” trên chương trình Stata 13 để phát hiện hiện tượng tự tương quan với 2 giả thuyết như sau:
- Giả thuyết H0: Mô hinh không mắc hiện tượng tự tương quan. - Giả thuyết H1: Mô hinh mắc hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.7 Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan
Mô hình Chi bình phương P-value
Tỉ trọng nợ (DTR) 101,942 0,0000
Tỉ trọng nợ ngắn hạn (SDR) 138,439 0,0000
Tỉ trọng nợ dài hạn (LDR) 145,095 0,0000
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán) Kết quả kiểm tra phương sai sai số thay đổi theo Bảng 4.7 cho thấy cả 3 mô hình tỉ trọng nợ trên tổng tài sản, tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản đều có giá trị P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0,05 do đó đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1: Mô hinh mắc hiện tượng tự tương quan.
Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, cả 3 mô hình tỉ trọng nợ trên tổng tài sản, tỉ trọng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản và tỉ trọng nợ dài hạn trên tổng tài sản đều mắc hiện tượng tự tương quan.
Để khắc phục khuyết tật này, tác giả sử dụng ma trận ước lượng hiệp phương sai của Newey – West để làm cho kiểm định hệ số hồi quy đáng tin cậy hơn. Kết quả mô hình hồi quy Newey – West OLS với cả 3 biến phụ thuộc như sau:
Bảng 4.8 Kết quả mô hình hồi quy Newey – West Pooled OLS về ảnh hưởng của các nhân tố tới tỉ trọng nợ, tỉ trọng nợ ngắn hạn, tỉ trọng nợ dài hạn
Mô hình Newey – WestPooled OLS
Tỉ trọng nợ (DTR) Tỉ trọng nợ ngắn hạn (SDR) Tỉ trọng nợ dài hạn (LDR) PROF -0,2287** -0,0135 -0,2152*** (0,032) (0,896) (0,004) TANG -0,4472*** -0,2994*** -0,1478** (0,000) (0,008) (0,069) TAX 0,0342 -0,0050 0,0391 (0,400) (0,930) (0,371) GROWTH -0,2548 -0,6884*** 0,4336*** (0,188) (0,000) (0,001) LNSIZE 0,0143** 0,0080 0,0063 (0,046) (0,248) (0,140) LNLIQ -0,2377*** -0,2347*** -0,0030 (0,000) (0,000) (0,822) CONS 0,5102*** 0,5329*** -0,0227 (0,000) (0,000) (0,683) N 270 270 270 * p < 10%, ** p < 5%, *** p < 1%
PROF: Khả năng sinh lời TANG: Tài sản cố định hữu hình
TAX: Thuế suất thực tế
GROWTH: Cơ hội tăng trưởng LNSIZE: Quy mô doanh nghiệp
LNLIQ: Tính thanh khoản
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata 13 trên số liệu thu thập và tính toán) download by : skknchat@gmail.com
4.4 Giải thích kết quả hồi quy
Bảng 4.9 Bảng tổng hợp kết quả các mô hình hồi quy về ảnh hưởng của các nhân tố tới tỉ trọng nợ, tỉ trọng nợ ngắn hạn và tỉ trọng nợ dài hạn