Trên cơ sở nghiên cứu của Chen (2004), mô hình nghiên cứu của luận văn dựa trên phương trình tuyến tính như sau:
Yit = + Xit + uit
Trong đó, Yit: biến phụ thuộc, Xit: biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc, : hệ số tự do, : hệ số hồi quy, uit: phần dư.
Áp dụng cho mô hình của luận văn:
LEV = + 1ROAit + 2SIZEit + 3TANGit + 4GROWit + 5LIQit + 6NDTSit +
7STATEit + uit
SLEV = + 1ROAit + 2SIZEit + 3TANGit + 4GROWit + 5LIQit + 6NDTSit +
LLEV = + 1ROAit + 2SIZEit + 3TANGit + 4GROWit + 5LIQit + 6NDTSit +
7STATEit + uit
i = 1,……,54; t = 1,……5 uit là phần dư
Các biến của mô hình, phương pháp xác định biến và giả thuyết ảnh hưởng của các biến đến cấu trúc vốn được giải thích trong Bảng 2.3.
Bảng 2.3: Các biến của mô hình, phƣơng pháp xác định biến và giả thuyết đặt ra Tên biến Ký hiệu biến Phƣơng pháp xác định biến Giả thuyết Biến phụ thuộc
Hệ số nợ LEV Tổng nợ/Tổng tài sản
Hệ số nợ ngắn hạn SLEV Tổng nợ ngắn hạn/Tổng tài sản Hệ số nợ dài hạn LLEV Tổng nợ dài hạn/Tổng tài sản
Biến độc lập
Khả năng sinh lời ROA Lợi nhuận trước thuế và lãi
vay/Tổng tài sản Nghịch chiều Quy mô doanh
nghiệp
SIZE Logarit của tổng tài sản Cùng chiều Cấu trúc tài sản
hữu hình
TANG Tài sản cố định hữu hình cộng hàng
tồn kho/Tổng tài sản Cùng chiều Cơ hội tăng
trưởng
GROW (Tổng tài sảnt – tổng tài sảnt-1)/Tổng
tài sảnt-1 Cùng chiều Tính thanh khoản LIQ Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn Nghịch chiều Tấm chắn thuế phi
nợ
NDTS Khấu hao tài sản cố định/Tổng tài
sản Nghịch chiều
Sở hữu nhà nước STATE Là biến giả, bằng 1 nếu nhà nước nắm giữ trên 50% cổ phần của một doanh nghiệp, bằng 0 nếu ngược lại
Cùng chiều
2.3.4 Phƣơng pháp hồi quy
Dữ liệu được sử dụng là dữ liệu bảng (panel data). Dữ liệu bảng là các quan sát về một chỉ tiêu nào đó sẽ bao gồm quan sát chéo và quan sát theo thời gian. Ưu điểm của dữ liệu bảng là nghiên cứu được động thái thay đổi của các đơn vị chéo theo thời gian, nâng cao được số quan sát của mẫu, chứa đựng được nhiều thông tin hơn các dữ liệu khác và phần nào khắc phục được hiện tượng đa cộng tuyến.
Trong phân tích dữ liệu bảng, ba phương pháp được sử dụng, bao gồm hồi quy bình phương tối thiểu gộp (Pooled OLS), hồi quy tác động cố định (FEM) và hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM). Mô hình hồi quy gộp Pooled OLS bỏ qua bình diện không gian và thời gian của dữ liệu kết hợp và chỉ ước lượng hồi quy OLS thông thường, điều này dẫn đến kết quả mô hình thường không phù hợp trong điều kiện thực tế. Một hạn chế nữa của mô hình Pooled OLS là trị thống kê Durbin Watson ước lượng khá thấp, cho thấy khả năng xảy ra hiện tượng tự tương quan trong dữ liệu. Do vậy hai phương pháp còn lại thường được sử dụng hơn khi phân tích dữ liệu bảng, đó là hồi quy tác động cố định và hồi quy tác động ngẫu nhiên. Mô hình FEM khác với mô hình Pooled OLS ở chỗ mô hình này cho rằng ảnh hưởng của từng biến là khác nhau dựa trên giả định ảnh hưởng của các tác nhân cố định theo thời gian, do đó được sử dụng để kiểm soát các biến bị bỏ sót, phản ánh sự khác biệt giữa các đơn vị chéo nhưng bất biến theo thời gian. Mô hình REM nhìn chung giống mô hình FEM nhưng có giả định không có sự tương quan giữa các biến, nghĩa là các thành phần sai số đơn lẻ không tương quan với nhau và không tự tương quan giữa các đơn vị chéo cũng như chuỗi thời gian. - Để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và FEM, tiến hành kiểm định giả thuyết H0.
H0: ảnh hưởng của tất cả các yếu tố là giống nhau. H1: ảnh hưởng của từng yếu tố cá biệt là khác nhau.
- Để lựa chọn giữa mô hình FEM và REM, tiến hành kiểm định Hausman.
H0: các biến kiểm soát và biến giải thích không có tương quan (mô hình REM là phù hợp).
H1: các biến kiểm soát và biến giải thích có tương quan (mô hình FEM là phù hợp). Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ, mô hình tác động cố định phù hợp hơn so với mô hình tác động ngẫu nhiên. Ngược lại, khi chưa có đủ bằng chứng để bác bỏ H0 thì mô hình tác động cố định không phù hợp và mô hình tác động ngẫu nhiên sẽ được lựa chọn.
Trên cơ sở mô hình được lựa chọn, luận văn thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô hình. Phần mềm EViews 8 được sử dụng để ước lượng và kiểm định.
2.3.5 Thống kê mô tả và ma trận tƣơng quan giữa các biến
Thống kê mô tả
Bảng 2.4: Thống kê mô tả dữ liệu
Biến Giá trị
trung bình Trung vị Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn LEV 0.5082 0.5213 0.9100 0.0138 0.1889 SLEV 0.3213 0.3109 0.8052 0.0032 0.1727 LLEV 0.1869 0.1506 0.7990 0.0000 0.1642 ROA 0.0561 0.0463 0.3660 -0.2070 0.0704 SIZE 14.0143 13.9513 18.3207 10.1350 1.4111 TANG 0.4301 0.4570 0.9339 0.0008 0.2559 GROW 0.1553 0.0547 6.3683 -0.5134 0.5173 LIQ 3.9626 2.1810 64.0461 0.2889 7.9658 NDTS 0.0058 0.0019 0.1663 0.0000 0.0163 STATE 0.2185 0.0000 1.0000 0.0000 0.4140
Dựa vào số liệu ở Bảng 2.4 cho thấy tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (LEV) trung bình là 50.82%, công ty có tỷ lệ nợ cao nhất là 91.0%, thấp nhất là 1.38%.
Tỷ lệ tổng nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (SLEV) trung bình là 32.13%, cao nhất là 80.52% và thấp nhất là 0.32%.
Tỷ lệ tổng nợ dài hạn trên tổng tài sản (SLEV) trung bình là 18.69%, cao nhất là 79.90% và thấp nhất là 0%, nghĩa là có công ty không sử dụng nợ dài hạn trong cấu trúc vốn của mình.
Nhìn chung, về tỷ lệ bình quân, trong giai đoạn 2010-2014 các công ty bất động sản niêm yết tại Việt Nam có xu hướng sử dụng nợ ngắn hạn nhiều hơn nợ dài hạn.
Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến
Bảng 2.5: Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến
LEV SLEV LLEV ROA SIZE TANG GROW LIQ NDTS STATE
LEV 1.0000 SLEV 0.5907 1.0000 LLEV 0.5293 -0.3720 1.0000 ROA -0.0694 0.0143 -0.0949 1.0000 SIZE 0.2614 0.0485 0.2497 0.0104 1.0000 TANG 0.0933 0.1130 -0.0115 -0.0472 0.2478 1.0000 GROW 0.1369 0.0748 0.0789 0.1289 0.1378 -0.1208 1.0000 LIQ -0.3805 -0.4532 0.0389 -0.0044 -0.0087 0.1769 0.0336 1.0000 NDTS -0.0659 -0.1732 0.1062 0.0749 -0.0559 -0.0805 -0.0301 0.0910 1.0000 STATE 0.2288 0.2757 -0.0267 0.1108 -0.0219 0.0285 0.0654 -0.1173 0.1256 1.0000
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
Từ Bảng 2.5 có thể thấy mối tương quan riêng giữa các biến độc lập với nhau không cao (trị tuyệt đối nhỏ hơn 0.8) nên vấn đề đa cộng tuyến không phải là một quan ngại trong mô hình hồi quy.
2.3.6 Kết quả hồi quy
2.3.6.1 Kết quả hồi quy hệ số nợ (LEV)
Bảng 2.6: Ƣớc lƣợng mô hình hồi quy hệ số nợ (LEV) Biến
Pooled OLS Fixed effect Random effect
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value ROA -0.281269 ** 0.0499 -0.170968 * 0.0562 -0.208556 ** 0.0169 SIZE 0.028963 *** 0.0001 0.071528 *** 0.0069 0.036183 *** 0.0046 TANG 0.081578 * 0.0507 0.088411 0.0427 0.077989 ** 0.0471 GROW 0.048743 ** 0.0147 0.021710 ** 0.0415 0.023629 ** 0.0240 LIQ -0.008977 *** 0.0000 0.004213 *** 0.0061 0.000278 0.8309 NDTS -0.262789 0.6717 -0.336160 0.3939 -0.460359 0.2304 STATE 0.087468 *** 0.0004 0.025564 0.6135 0.068257 * 0.0550 R2 0.281819 0.872132 0.096307 F-stat 14.68722 23.75831 3.988792 Prob(F-stat) 0.000000 0.000000 0.000365
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
Lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và mô hình Fixed effects (FEM)
H0: ảnh hưởng của tất cả các yếu tố là giống nhau. H1: ảnh hưởng của từng yếu tố cá biệt là khác nhau.
Bảng 2.7: Kiểm định F (LEV)
Kiểm định Trị thống kê P-value
Cross-section F 18.205015 0.0000 Cross-section Chi-square 465.945326 0.0000
P-value = 0.0000 < 0.05, do đó bác bỏ giả thuyết H0. Mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS.
Lựa chọn giữa mô hình Fixed effect (FEM) và mô hình Random effect (REM)
H0: các biến kiểm soát và biến giải thích không có tương quan. H1: các biến kiểm soát và biến giải thích có tương quan.
Thực hiện kiểm định Hausman với kết quả như bảng 2.8.
Bảng 2.8: Kiểm định Hausman (LEV)
Kiểm định Trị thống kê Chi
bình phƣơng P-value
Cross-section random 30.090505 0.0001
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
P-value = 0.0001 < 0.05, bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM. Việc sử dụng mô hình FEM cho phép kiểm soát được những yếu tố cá biệt khác của các đơn vị chéo có ảnh hưởng tới chính sách cấu trúc vốn của các công ty bất động sản niêm yết.
2.3.6.2 Kết quả hồi quy hệ số nợ ngắn hạn (SLEV)
Bảng 2.9: Ƣớc lƣợng mô hình hồi quy hệ số nợ ngắn hạn (SLEV) Biến
Pooled OLS Fixed effect Random effect
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value ROA -0.013805 0.9135 -0.052595 0.6169 -0.079495 0.4269 SIZE -0.002329 0.7228 -0.005150 0.8678 -0.004505 0.6852 TANG 0.128737 *** 0.0006 0.215986 *** 0.0000 0.178775 *** 0.0000 GROW 0.032394 * 0.0675 0.022671 * 0.0707 0.022497 * 0.0651 LIQ -0.009765 *** 0.0000 -0.004845 *** 0.0075 -0.007338 *** 0.0000 NDTS -1.514414 *** 0.0064 0.175753 0.7052 -0.186442 0.6726 STATE 0.095626 *** 0.0000 0.018786 0.7529 0.073417 ** 0.0299 R2 0.320025 0.787230 0.162451 F-stat 17.61547 12.88799 7.259664 Prob(F-stat) 0.000000 0.000000 0.000000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
Lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và mô hình Fixed effect (FEM)
H0: ảnh hưởng của tất cả các yếu tố là giống nhau. H1: ảnh hưởng của từng yếu tố cá biệt là khác nhau.
Bảng 2.10: Kiểm định F (SLEV)
Kiểm định Trị thống kê P-value
Cross-section F 8.658971 0.0000 Cross-section Chi-square 313.697428 0.0000
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
P-value = 0.0000 < 0.05, do đó bác bỏ giả thuyết H0. Mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS.
Lựa chọn giữa mô hình Fixed effect (FEM) và mô hình Random effect (REM)
H0: các biến kiểm soát và biến giải thích không có tương quan. H1: các biến kiểm soát và biến giải thích có tương quan.
Bảng 2.11: Kiểm định Hausman (SLEV) Kiểm định Trị thống kê Chi bình phƣơng P-value
Cross-section random 15.335676 0.0319
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
P-value = 0.0019 < 0.05, bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM.
2.3.6.3 Kết quả hồi quy hệ số nợ dài hạn (LLEV)
Bảng 2.12: Ƣớc lƣợng mô hình hồi quy hệ số nợ dài hạn (LLEV) Biến
Pooled OLS Fixed effect Random effect
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value ROA -0.267464 * 0.0555 -0.118372 0.1789 -0.136844 0.1104 SIZE 0.031291 *** 0.0000 0.076678 *** 0.0033 0.041194 *** 0.0009 TANG -0.047159 0.2450 -0.127574 *** 0.0032 -0.115252 *** 0.0030 GROW 0.016349 0.3983 -0.000962 0.9266 0.001549 0.8801 LIQ 0.000788 0.5304 0.009058 *** 0.0000 0.006612 *** 0.0000 NDTS 1.251625 * 0.0390 -0.511914 0.1884 -0.441239 0.2432 STATE -0.008158 0.7335 0.006778 0.8919 0.008274 0.8111 R2 0.098218 0.835559 0.138073 F-stat 4.076560 17.69959 5.995703 Prob(F-stat) 0.000289 0.000000 0.000002
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và mô hình Fixed effect (FEM)
H0: ảnh hưởng của tất cả các yếu tố là giống nhau. H1: ảnh hưởng của từng yếu tố cá biệt là khác nhau.
Bảng 2.13: Kiểm định F (LLEV)
Kiểm định Trị thống kê P-value
Cross-section F 17.681936 0.0000 Cross-section Chi-square 459.492226 0.0000
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
P-value = 0.0000 < 0.05, bác bỏ giả thuyết H0. Mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS.
Lựa chọn giữa mô hình Fixed effect (FEM) và mô hình Random effect (REM)
H0: các biến kiểm soát và biến giải thích không có tương quan. H1: các biến kiểm soát và biến giải thích có tương quan.
Bảng 2.14: Kiểm định Hausman (LLEV)
Kiểm định Trị thống kê Chi bình phƣơng P-value
Cross-section random 18.734039 0.0091
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n EViews
P-value = 0.0091 < 0.05, bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM được lựa chọn.
2.3.7 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey nhằm kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi (Heteroscedasticity) cho mô hình tác động cố định (FEM).
H0: không có phương sai thay đổi. H1: có phương sai thay đổi.
Kết quả trong phụ lục 5 cho thấy các trị số p-value đều < 0.01, bác bỏ giả thuyết H0, có hiện tượng phương sai thay đổi ở cả ba mô hình hồi quy tác động cố định.
2.3.8 Mô hình hồi quy sau khi khắc phục khuyết tật
Trong EViews 8, ước lượng vững (Robust regression) theo phương pháp MM- estimation có thể khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi, kết quả hồi quy mô hình FEM sau khi khắc phục được trình bày trong Bảng 2.16.
Bảng 2.15: Kết quả hồi quy mô hình FEM sau khi khắc phục khuyết tật
Biến Hệ số nợ (LEV) Hệ số nợ ngắn hạn (SLEV) Hệ số nợ dài hạn (LLEV) Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value ROA -0.296710 ** 0.0351 0.016627 0.8675 -0.265844 ** 0.0100 SIZE 0.035024 *** 0.0000 -0.013027 ** 0.0114 0.040351 *** 0.0000 TANG 0.102365 ** 0.0125 0.211291 *** 0.0000 -0.091047 *** 0.0024 GROW 0.040293 ** 0.0395 0.083634 *** 0.0000 0.019564 0.1727 LIQ -0.011935 *** 0.0000 -0.063379 *** 0.0000 0.061008 *** 0.0000 NDTS -0.076337 0.9006 -0.633665 0.1427 0.700684 0.1178 STATE 0.085887 *** 0.0004 0.046066 *** 0.0072 0.012086 0.4964
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích tr n Eviews
Qua kết quả hồi quy ở Bảng 2.15, hệ số nợ của công ty bất động sản niêm yết tại Việt Nam chịu tác động bởi khả năng sinh lời, quy mô doanh nghiệp, cấu trúc tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, tính thanh khoản và cấu trúc sở hữu của nhà nước. Trong đó, quy mô doanh nghiệp, cấu trúc tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, cấu trúc sở hữu của nhà nước có quan hệ cùng chiều với hệ số nợ; khả năng sinh lời và tính thanh khoản có quan hệ ngược chiều với hệ số nợ.
Cấu trúc tài sản hữu hình, cơ hội tăng trưởng, cấu trúc sở hữu của nhà nước có quan hệ cùng chiều với hệ số nợ ngắn hạn; quy mô doanh nghiệp và tính thanh khoản có quan hệ ngược chiều với hệ số nợ ngắn hạn.
Quy mô doanh nghiệp, tính thanh khoản có quan hệ cùng chiều với hệ số nợ dài hạn; khả năng sinh lời và cấu trúc tài sản hữu hình có quan hệ ngược chiều với hệ số nợ dài hạn.
Bảng 2.16 tóm tắt kết quả tổng hợp ảnh hưởng của các yếu tố đến cấu trúc vốn của công ty bất động sản niêm yết tại Việt Nam và so sánh với giả thuyết đặt ra.
Bảng 2.16: Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Yếu tố
Chiều tác động đến biến phụ thuộc
Giả thuyết Kết quả kiểm chứng Hệ số nợ Hệ số nợ ngắn hạn Hệ số nợ dài hạn ROA - N/A - H1: - Ủng hộ một phần SIZE + - + H2: + Ủng hộ một phần TANG + + - H3: + Ủng hộ một phần GROW + + N/A H4: + Ủng hộ một phần LIQ - - + H5: - Ủng hộ một phần NDTS N/A N/A N/A H6: - Bác bỏ
STATE + + N/A H7: + Ủng hộ một phần
N/A: không có ý nghĩa
Nguồn: T ng h p từ kết quả phân tích hồi quy
2.3.9 Phân tích các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn
Với các biến độc lập đưa vào phân tích, kết quả hồi quy cho kết quả ngoại trừ tấm chắn