8. Kết cấu luận văn
3.2. DỮ LIỆU VÀ QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU
3.2.1. Dữ liệu
Đề tài sử dụng dữ liệu bảng - số liệu của 18 doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong vòng 5 năm từ năm 2009-2013 để phân tích ảnh hưởng của cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp. Số quan sát là 360 quan sát. Dữ liệu về cấu trúc tài chính, hiệu quả tài chính được lấy từ báo cáo tài chính đã kiểm toán công bố trên trang thông tin chính thức của Sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.
58 nghiên cứu bởi vì những ưu điểm như:
- Loại dữ liệu này liên quan đến nhiều thông tin của cùng một đối tượng nghiên cứu trong một giai đoạn thời gian nên bao hàm những đặc điểm riêng khác nhau cho các đối tượng nghiên cứu khác nhau. Chính vì vậy mà với những kỹ thuật ước lượng đối với loại dữ liệu này có thể cho phép chúng ta xem xét sự khác biệt của những đặc điểm riêng không quan sát được của các đối tượng khác nhau (ví dụ như khác biệt văn hoá giữa các quốc gia hay sự khác biệt về triết lý kinh doanh giữa các doanh nghiệp, khác biệt về đặc điểm doanh nghiệp và môi trường kinh doanh…) một cách rõ ràng bằng việc đưa thêm vào bên trong mô hình những biến số chỉ định riêng cho từng đối tượng hoặc nhóm đối tượng nghiên cứu.
- Việc kết hợp các giá trị quan sát theo thời gian khác nhau cho nhiều đối tượng khác nhau làm cho loại dữ liệu này chứa đựng nhiều thông tin có giá trị hơn, biến đổi hơn, giảm hiện tượng tự tương quan trong các biến của mô hình, bậc tự do cao hơn và sẽ hiệu quả hơn trong việc xử lý các mô hình.
Hầu hết các nghiên cứu ở Việt Nam nêu trên đều áp dụng phương pháp phân tích hồi qui dữ liệu chéo dựa trên nguyên tắc bình phương nhỏ nhất nhằm tìm ra mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập.
Tuy nhiên mô hình OLS dữ liệu chéo lại ràng buộc quá chặt về không gian và thời gian, các hệ số hồi quy không đổi theo cả không gian và thời gian, có thể làm mất đi ảnh hưởng thật của biến độc lập lên biến phụ thuộc dẫn đến kết quả mô hình không phù hợp trong điều kiện thực tế. Chính vì vậy nghiên cứu áp dụng hai mô hình: mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) và mô hình ảnh hưởng cố định (FEM).
3.2.2. Quy trình nghiên cứu
59
Bước 1: Thu thập dữ liệu
Nghiên cứu cấu trúc vốn được thực hiện thông qua việc thu thập số liệu của các doanh nghiệp ngành khai khoáng qua 5 năm từ năm 2009 đến năm 2013. Từ đó, tập hợp, sàng lọc để lựa chọn những doanh nghiệp đảm bảo những yêu cầu về mặt số lượng và đại diện cho các doanh nghiệp trong ngành. Tại thời điểm nghiên cứu có tất cả 35 doanh nghiệp được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh và sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Để đảm bảo yêu cầu về số liệu, mẫu quan sát gồm 18 doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013. Dữ liệu thống kê được thu thập và tổng hợp từ các bảng báo cáo tài chính của các doanh nghiệp qua các năm.
Ưu điểm của mẫu nghiên cứu:
Đây là những doanh nghiệp cổ phần hoạt động kinh doanh có hiệu quả, đủ điều kiện niêm yết trên thị trường chứng khoán theo quy định của Ủy ban Chứng khoán Nhà nước nên có những tương đồng tạo ra tính chất đồng đều cho mẫu nghiên cứu.
Những doanh nghiệp này có đầy đủ số liệu tương đối tin cậy phục vụ cho quá trình nghiên cứu vì các thông tin được nêu trong báo cáo tài chính là những số liệu đã được kiểm toán. Bên cạnh đó, các quyết định đầu tư và tài trợ hoàn toàn dựa trên cơ sở hiệu quả hoạt động kinh doanh và đặc thù của doanh nghiệp mà không chịu sự chi phối trực tiếp bởi Nhà nước, do đó việc nghiên cứu sẽ khách quan hơn.
Hạn chế của mẫu nghiên cứu:
Số lượng các doanh nghiệp được lựa chọn nghiên cứu chỉ có 18 trên tổng số 35 doanh nghiệp niêm yết làm ảnh hưởng đến tính khái quát của
60
kết quả nghiên cứu. Từ đó kết quả phân tích có thể chưa thể hiện được toàn cảnh của ngành khai khoáng.
Bước 2: Ước lượng mô hình ban đầu
Ước lượng lần lượt các mô hình hồi quy với ảnh hưởng cố định - FEM, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên – REM để chọn ra mô hình thích hợp. Từ kết quả của mô hình được chọn để đánh giá ảnh hưởng của cấu trúc tài chính đến hiệu quả tài chính của các doanh nghiệp nghiên cứu.
Bước 3: Kiểm định mô hình
Hausman test là một công cụ trong việc chọn phương pháp tốt nhất giữa FEM và REM. Kiểm định Hausman nhằm lựa chọn mô hình FEM hay REM phù hợp cho hồi quy dữ liệu mẫu trên giả định:
H0: Ước lượng FEM và REM không khác nhau đáng kể H1: Ước lượng FEM và REM là khác nhau
Nếu P-value <0,05, bác bỏ H0. Khi đó REM là không hợp lý, nên lựa chọn FEM.
Kiểm định T-test, F-test.
Tính hệ số xác định R2 và hệ số xác định hiệu chỉnh để đo lường mức độ phù hợp của mô hình.
Bước 4: Kiểm định các giả thuyết Bước 5: Tóm tắt kết quả và kết luận
61
3.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3.1. Kiểm định mô hình để lựa chọn mô hình thích hợp
a. Kết quả mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)
Bảng 3.2 Kết quả mô hình ảnh hưởng cố định – FEM
Biến ROE EPS P/E P/B
DA P-value 0.0693(***) 0.0576(***) 0.0027(*) 0.194 Hệ số beta -0.1667 -4582.24 -303.57 -6.084 Std. Error 0.0915 2404.866 100.282 4.6746 LTA P-value 0.5367 0.0026(*) 0.2988 0.0858(***) Hệ số beta 0.0524 6767.312 96.601 7.456 Std. Error 0.0847 2226.215 92.832 4.3273 DE P-value 0.0000(*) 0.0003(*) 0.4077 0.0000(*) Hệ số beta -0.0162 -328.633 3.088 -0.7409 Std. Error 0.0034 89.323 3.725 0.1736 Adjusted R- squared 0.1725 0.4795 0.2555 0.5354 Ghi chú:
(*): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 1% (**): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 5% (***): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 10%
Từ bảng trên, hệ số góc cho ta biết tác động của từng biến đại diện của cấu trúc tài chính đến từng biến đại diện của hiệu quả tài chính. Hệ số P-value được sử dụng để kiểm định ý nghĩa của hệ số hồi quy với mức ý nghĩa là 5%.
Khi hồi quy các biến các biến DA, LTE, DE lần lượt theo các biến ROE, EPS, P/E, P/B ta có kết quả như sau:
62
là 17.25%, mô hình hồi quy đã giải thích 17.25% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu.
Mô hình hồi quy theo lợi nhuận trên mỗi cổ phần có R-squared là 47.95%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 47.95% sự thay đổi của lợi nhuận trên mỗi cổ phần.
Mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) và mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có R-squared lần lượt là 22.55% và 53.54%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 22.55% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và 53.54% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách.
- Biến phụ thuộc ROE và các biến độc lập DA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1% và phản ánh mối quan hệ nghịch chiều với hệ số beta lần lượt là -0.1667 và -0.0162. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.1667 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.0162 đơn vị.
- Biến phụ thuộc EPS và biến độc lập DA, LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 1% và 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) và biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu (DE) có mối quan hệ nghịch chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần (EPS) với hệ số beta lần lượt là -4582.2 và -328.6. Điều này có nghĩa là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần giảm 4582.2 đồng và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần giảm 328.6 đồng. Trong khi đó, biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có ý nghĩa thống kê với mô hình lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số hồi quy là 6767.312, tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần tăng 6767.31 đồng.
63
nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) với hệ số beta là -303.6, tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập giảm 303.6 lần.
- Biến phụ thuộc P/B và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1% và phản ánh mối quan hệ nghịch chiều với hệ số beta lần lượt là -6.08 và -0.74. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 6.08 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 0.74 đơn vị.
b. Kết quả hồi quy theo mô hình với ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)
Bảng 3.3 Kết quả mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên – REM
Biến ROE EPS P/E P/B
DA P-value 0.5758 0.4992 0.0011(*) 0.8471 Hệ số beta 0.0282 -1280.160 -232.183 -0.7486 Std. Error 0.05031 1892.571 70.742 3.88022 LTA P-value 0.0024(*) 0.0001(*) 0.1109 0.0226(**) Hệ số beta 0.1899 8037.112 128.122 9.2438 Std. Error 0.0621 2029.482 80.162 4.0360 DE P-value 0.0000(*) 0.0001(*) 0.3631 0.0000(*) Hệ số beta -0.0159 -347.298 3.249 -0.7719 Std. Error 0.0030 87.293 3.567 0.1709 Adjusted R- squared 0.0854 0.0845 0.0247 0.0703 Ghi chú:
(*): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 1% (**): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 5% (***): hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa α = 10%
64
Khi hồi quy các biến các biến DA, LTA, DE lần lượt theo các biến ROE, EPS, P/E, P/B theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên ta có kết quả như sau:
Mô hình hồi quy theo tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu đã giải thích 8.54% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Mô hình hồi quy theo lợi nhuận trên mỗi cổ phần có R-squared là 8.54%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 8.54% sự biến động của lợi nhuận trên mỗi cổ phần.
Mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) và mô hình hồi quy theo tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có R-squared lần lượt là 2.47% và 7.03%, điều này có nghĩa là mô hình hồi quy đã giải thích 2.47% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và 7.03% sự thay đổi của tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách.
- Biến phụ thuộc ROE và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có mối quan hệ cùng chiều với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu với hệ số beta là 0.1899. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu tăng 0.1899 đơn vị. Biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu (DE) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu với hệ số beta là -0.0159. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 0.0159 đơn vị.
- Biến phụ thuộc EPS và biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ dài hạn (LTA) có mối quan hệ cùng chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số beta là 8037.1. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm lợi nhuận trên mỗi cổ phần tăng 8037.1 đơn vị. Biến tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu có mối quan hệ nghịch chiều với lợi nhuận trên mỗi cổ phần với hệ số beta là -347.3. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu giảm 347.3 đơn vị.
65
- Biến phụ thuộc P/E và biến độc lập DA có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Biến tỷ suất nợ (DA) có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập (P/E) với hệ số beta là -232.2. Như vậy, khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập giảm 232.2 lần.
- Biến phụ thuộc P/B và các biến độc lập LTA, DE có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1% với hệ số beta lần lượt là 9.24 và -0.77. Tức là khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ dài hạn thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách tăng 9.24 đơn vị và khi tăng 1 đơn vị tỷ suất nợ trên vốn chủ sở hữu thì sẽ làm tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách giảm 0.77 đơn vị.
c. Lựa chọn mô hình trên cơ sở kiểm định Hausman
Để lựa chọn mô hình thích hợp, chúng ta sử dụng kiểm định Hausman với giả thiết:
Ho: REM là mô hình thích hợp hơn FEM.
Nếu (Prob. > λ2) < 0,05 bác bỏ Ho, hay REM không hợp lý, FEM sẽ là mô hình thích hợp.
Ho: REM là mô hình thích hợp hơn FEM
Nếu (Prob. > λ2) < 0,05 bác bỏ Ho, hay REM không hợp lý, FEM sẽ là mô hình thích hợp.
Bảng 3.4 Kết quả kiểm định Hausman
ROE EPS P/E P/B
Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi Chi Prob > Chi 11.4353 9 0.0096 5.73077 5 0.1255 1.27203 9 0.7358 4.66302 2 0.1982 Mô hình FEM thích hợp Mô hình REM thích hợp Mô hình REM thích hợp Mô hình REM thích hợp
66
Dựa vào bảng kết quả kiểm định Hausman ta có:
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng cố định:
Mô hình tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu: (Prob > λ2) = 0.0096 < 0.05. Bác bỏ H0, mô hình FEM được sử dụng để phân tích sự biến động của tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu dựa trên sự biến động của nhân tố cấu trúc tài chính.
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên:
Mô hình lợi nhuận trên mỗi cổ phần, mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên thu nhập và mô hình tỷ số giá cổ phiếu trên giá sổ sách có Prob > 0,05. Không đủ cơ sở để bác bỏ H0, mô hình REM được sử dụng để phân tích các mô hình này.
Các mô hình hồi quy theo mô hình ảnh hưởng cố định: Mô hình tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu.