4.3.1. Kết quả hồi quy mô hình
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS được trình bày ở Bảng 4.6.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy hệ số nợ tổng thể theo phương pháp Pooled OLS Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0124339* 0,007334 0,092 TANG -0,209804*** 0,069979 0,003 LIQ -0,0663607*** 0,0053705 0,000 ROA -0,6108198*** 0,1328266 0,000 GROW 0,0535885 0,0589227 0,364 STATE 0,0310327 0,0251335 0,219 Số quan sát 174
R2 0,5954 F (6,167) 40,96 Prob > F 0,0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13.
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến hệ số nợ tổng thể của DN gồm: quy mô DN với mức ý nghĩa 10% và chiều hướng tác động là cùng chiều; tài sản cố định hữu hình, khả năng thanh khoản và khả năng sinh lời với mức ý nghĩa 1% và chiều hướng tác động là ngược chiều.
Tác giả tiếp tục thực hiện hồi quy theo mô hình tác động cố định và mô hình tác động ngẫu nhiên. Kết quả hồi quy theo mô hình tác động cố định thể hiện ở Bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy hệ số nợ tổng thể theo phương pháp FEM Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0919402*** 0,0252521 0,000 TANG 0,3018612*** 0,094786 0,002 LIQ -0,0291628*** 0,0031477 0,000 ROA -0,054394 0,0677309 0,423 GROW 0,0728147*** 0,0276686 0,009 STATE 0,0336655 0,0250553 0,181 Số quan sát 174 R2 0,6053 F-test: F (28,139) 31,18 Prob > F 0,0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13.
Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM cho thấy các nhân tố về quy mô DN, cấu trúc tài sản cố định hữu hình, khả năng thanh khoản và cơ hội tăng trưởng tác động đến hệ số nợ tổng thể với mức ý nghĩa 1%. Riêng yếu tố khả năng thanh
khoản có tác động ngược chiều; còn lại đều tác động cùng chiều lên hệ số nợ tổng thể của DN.
Kết quả hồi quy theo mô hình tác động ngẫu nhiên được thể hiện ở Bảng 4.8.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy hệ số nợ tổng thể theo phương pháp REM Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0137761 0,012391 0,266 TANG 0,048643 0,0865849 0,574 LIQ -0,036478*** 0,0033844 0,000 ROA -0,1138865 0,0768543 0,138 GROW 0,0917055*** 0,0300796 0,002 STATE 0,0367324 0,0256464 0,152 Số quan sát 174 R2 0,5594 Wald chi2 (6) 176,65 Prob > chi2 0,0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13.
Kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho thấy chỉ có hai nhân tố ảnh hưởng đến hệ số nợ tổng thể là khả năng thanh khoản và cơ hội tăng trưởng với mức ý nghĩa 1%. Trong đó, yếu tố khả năng thanh khoản cũng có tác động ngược chiều.
4.3.2. Kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp
Để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và FEM, tác giả thực hiện kiểm định F. Với giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số tung độ gốc của các biến trong mô hình hồi quy đều bằng nhau và bằng một hằng số; hay nói cách khác mô hình Pooled OLS là phù hợp. Kết quả kiểm định cho thấy trị thống kê F (28, 139) = 31,18 và Prob > F = 0,0000 ( nhỏ hơn 0,05). Như vậy với mức ý nghĩa 5%, giải thuyết H0 bị bác bỏ, mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS. (1)
Tiếp theo, tác giả xem xét kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình FEM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập một cách cố định) và mô hình REM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập một cách ngẫu nhiên). Với giả thuyết H0: không có sự tương quan giữa sai số ngẫu nhiên của các đơn vị chéo với các biến độc lập trong mô hình, hay nói cách khác mô hình REM là phù hợp. Kết quả kiểm định cho thấy trị thống kê chi bình phương là 17,59 và Prob > F = 0,0073 (nhỏ hơn 0,05). Với mức ý nghĩa 5% thì bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM là thích hợp hơn so với mô hình REM. (2)
Từ (1) và (2) dẫn đến kết luận mô hình tác động cố định là mô hình phù hợp nhất để xem xét tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ tổng thể của các DN (Kết quả chi tiết các kiểm định nêu trên được trình bày tại Phụ lục 3).
4.3.3. Kiểm định các giả thuyết của mô hình
Trên cơ sở mô hình đã lựa chọn, tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết của mô hình. Đầu tiên là kiểm định Wald để kiểm tra hiện tượng phương sai của sai số (phần dư) thay đổi, với giả thuyết H0: phương sai phần dư là thuần nhất. Kết quả ở phần phụ lục 3 cho thấy Prob > chi2 = 0,0000 (nhỏ hơn 0,05), như vậy bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là mô hình có phương sai phần dư thay đổi. Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định Wooldridge để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, với giả thuyết H0: không có hiện tượng tương quan chuỗi, kết quả cho thấy Prob > F = 0,0000 (nhỏ hơn 0,05), do đó bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là mô hình có hiện tượng tự tương quan giữa các biến.
4.3.4. Mô hình hồi quy sau khi khắc phục khuyết tật
Tác giả tiến hành hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát khả thi FGLS (Feasible Generalized Least Square), thêm lựa chọn Panel (hetero) để khắc phục khuyết tật của mô hình. Kết quả hồi quy mô hình FEM sau khi khắc phục được trình bày trong Bảng 4.9.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mô hình sau khi khắc phục khuyết tật Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0267404*** 0,0090497 0,003
TANG -0,1099864** 0,0574792 0,056 LIQ -0,047479*** 0,004647 0,000 ROA -0,2015223*** 0,0645321 0,002 GROW 0,0788235*** 0,0200186 0,000 STATE -0,0030018 0,0146359 0,837 Hằng số 0,2807026 0,1326959 0,034 (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13
Kết quả hồi quy cho thấy có bốn biến có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%: biến quy mô DN (SIZE), khả năng thanh khoản (LIQ), khả năng sinh lời (ROA) và cơ hội tăng trưởng (GROW). Riêng biến cấu trúc tài sản cố định hữu hình (TANG) có mức ý nghĩa 5%. Biến cấu trúc sở hữu của Nhà nước (STATE) không có ý nghĩa thống kê.
Từ kết quả bảng 4.9, mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến CTV (thông qua hệ số nợ tổng thể) của các DN ngành dầu khí tại Việt Nam được xây dựng như mô hình (4.1).
TLEV = 0,281 + 0,027 SIZE – 0,110 TANG – 0,047 LIQ – 0,202 ROA + 0,079 GROW (4.1)
4.4. Kết quả hồi quy hệ số nợ ngắn hạn (SLEV) 4.4.1. Kết quả hồi quy mô hình 4.4.1. Kết quả hồi quy mô hình
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS được trình bày ở Bảng 4.10.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy hệ số nợ ngắn hạn theo phương pháp Pooled OLS Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0060476 0,0074571 0,419
TANG -0,5575555*** 0,0711537 0,000
LIQ -0,059036*** 0,0054606 0,000
ROA -0,5152551*** 0,1350562 0,000
STATE 0,022514 0,0255554 0,380 Số quan sát 174
R2 0,6013
F (6,167) 41,97 Prob > F 0.0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13.
Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho thấy các nhân tố ảnh hưởng đến hệ số nợ ngắn hạn của DN gồm cấu trúc tài sản cố định hữu hình, khả năng thanh khoản, khả năng sinh lời với mức ý nghĩa 1%; cả 03 yếu tố đều tác động ngược chiều lên hệ số nợ ngắn hạn (SLEV) và yếu tố cơ hội tăng trưởng với mức ý nghĩa 10%, có quan hệ cùng chiều với hệ số nợ ngắn hạn.
Tác giả tiếp tục thực hiện hồi quy theo mô hình tác động cố định với kết quả thể hiện ở Bảng 4.11.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy hệ số nợ ngắn hạn theo phương pháp FEM Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,053384* 0,0291411 0,069 TANG -0,0289462 0,1093836 0,792 LIQ -0,0273487*** 0,0036324 0,000 ROA -0,096128 0,0781619 0,221 GROW 0,092583*** 0,0319297 0,004 STATE 0,012656 0,028914 0,662 Số quan sát 174 R2 0,4617 F-test: F (28,139) 23,10 Prob > F 0,0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM cho thấy các nhân tố về khả năng thanh khoản và cơ hội tăng trưởng tác động đến hệ số nợ ngắn hạn với mức ý nghĩa 1%; quy mô DN với mức ý nghĩa 10%, trong đó chỉ có yếu tố khả năng thanh khoản có tác động ngược chiều lên hệ số nợ ngắn hạn của DN.
Tiếp tục tiến hành hồi quy theo mô hình tác động ngẫu nhiên, kết quả như sau:
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy hệ số nợ ngắn hạn theo phương pháp REM Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0034253 0,0130579 0,793 TANG -0,2765139*** 0,0926301 0,003 LIQ -0,0333126*** 0,0036562 0,000 ROA -0,1460867* 0,0831232 0,079 GROW 0,1019556*** 0,032529 0,002 STATE 0,019089 0,027563 0,489 Số quan sát 174 R2 0,4360 Wald chi2 (7) 130,07 Prob > chi2 0,0000
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Stata 13.
Kết quả hồi quy theo phương pháp REM cho thấy có bốn nhân tố ảnh hưởng đến hệ số nợ ngắn hạn là cấu trúc tài sản cố định hữu hình, khả năng thanh khoản và cơ hội tăng trưởng với mức ý nghĩa 1%; khả năng sinh lời với mức ý nghĩa 10%. Trong đó, chỉ có yếu tố cơ hội tăng trưởng có tác động cùng chiều.
4.4.2. Kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp
Tác giả thực hiện kiểm định F để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và FEM. Với giả thuyết H0: mô hình Pooled OLS là phù hợp. Kết quả kiểm định được trình bày tại phụ lục 4 cho thấy trị thống kê F (28, 139) = 23,10 và Prob > F = 0,0000 (nhỏ hơn 0,05). Như vậy với mức ý nghĩa 5%, giải thuyết H0 bị bác bỏ, mô hình FEM phù hợp hơn mô hình Pooled OLS. (3)
Để lựa chọn giữa mô hình FEM và mô hình REM, tác giả xem xét tiếp kiểm định Hausman với giả thuyết H0: mô hình REM là phù hợp. Kết quả kiểm định được trình bày tại phụ lục 4 cho thấy trị thống kê chi bình phương là 17,01 và Prob > F = 0,0092 (nhỏ hơn 0,05). Với mức ý nghĩa 5% thì bác bỏ giả thuyết H0, mô hình FEM là thích hợp hơn so với mô hình REM. (4)
Từ (3) và (4) dẫn đến kết luận mô hình tác động cố định là mô hình phù hợp nhất để xem xét tác động của các biến độc lập đến hệ số nợ ngắn hạn của các DN.
4.4.3. Kiểm định các giả thuyết của mô hình
Trên cơ sở mô hình đã lựa chọn, tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết của mô hình. Kiểm định Wald có kết quả cho thấy Prob > chi2 = 0,0000 (nhỏ hơn 0,05), như vậy mô hình có phương sai phần dư thay đổi. Kiểm định Wooldridge với kết quả Prob > F = 0,0000 (nhỏ hơn 0,05), do đó mô hình có hiện tượng tự tương quan giữa các biến (kết quả kiểm định được trình bày chi tiết tại phụ lục 4).
4.4.4. Mô hình hồi quy sau khi khắc phục khuyết tật
Để khắc phục khuyết tật của mô hình, tác giả tiến hành hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát khả thi FGLS (Feasible Generalized Least Square), thêm lựa chọn Panel (hetero). Kết quả hồi quy mô hình FEM sau khi khắc phục được trình bày trong Bảng 4.13.
Bảng 4.13: Kết quả hồi quy mô hình sau khi khắc phục khuyết tật Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn P-value SIZE 0,0151777* 0,0091947 0,099 TANG -0,4359068*** 0,0620998 0,000 LIQ -0,0435344*** 0,0043385 0,000 ROA -0,2209578*** 0,071619 0,002 GROW 0,1054402*** 0,0228482 0,000 STATE -0,0216365 0,021729 0,319 Hằng số 0,402283 0,1316552 0,002
(*) mức ý nghĩa 10%, (**) mức ý nghĩa 5%, (***) mức ý nghĩa 1%
Kết quả hồi quy cho thấy có năm biến có ý nghĩa thống kê, trong đó với mức ý nghĩa 1% gồm biến cấu trúc tài sản cố định hữu hình (TANG), khả năng thanh khoản (LIQ), khả năng sinh lời (ROA), cơ hội tăng trưởng (GROW) và với mức ý nghĩa 10% là biến quy mô DN (SIZE). Biến sở hữu của Nhà nước (STATE) không có ý nghĩa thống kê.
Từ kết quả bảng 4.13, mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến CTV (thông qua hệ số nợ ngắn hạn) của các DN ngành dầu khí tại Việt Nam được xây dựng như mô hình (4.2).
SLEV = 0,402 + 0,015 SIZE – 0,436 TANG – 0,043 LIQ – 0,221 ROA + 0,105 GROW (4.2)
Với kết quả ước lượng của phương pháp FGLS để kiểm chứng lại các kết quả ước lượng trong Pooled OLS, FEM và REM, cho thấy ảnh hưởng của các nhân tố lên CTV của DN là rất chắc chắn và có ý nghĩa thống kê cao. Kết quả này tương đối phù hợp với giả thuyết ban đầu và trùng hợp với khá nhiều các nghiên cứu thực nghiệm khác, theo kết quả trình bày tại Bảng 4.14.
Bảng 4.14: Tổng hợp kết quả nghiên cứu Nhân tố
Kết quả nghiên cứu So sánh với giả thuyết ban đầu
Kết quả của nghiên cứu trước TLEV SLEV
SIZE Thuận chiều Thuận chiều H1 phù hợp hoàn toàn
(a), (b), (d) thuận chiều
(c) ngược chiều với SLEV và thuận chiều với LLEV
TANG Ngược chiều Ngược chiều H2 không phù hợp
(a), (b) ngược chiều (c) ngược chiều với SLEV và thuận chiều với LLEV
(d) thuận chiều
LIQ Ngược chiều Ngược chiều H3 phù hợp hoàn toàn
(a), (b): không nghiên cứu
Nhân tố
Kết quả nghiên cứu So sánh với giả thuyết ban đầu
Kết quả của nghiên cứu trước TLEV SLEV
(c) ngược chiều (d) thuận chiều
ROA Ngược chiều Ngược chiều H4 phù hợp hoàn toàn
(a) N/A;
(b), (c), (d) ngược chiều
GROW Thuận chiều Thuận chiều H5 phù hợp hoàn toàn
(a), (b), (c), (d) thuận chiều
STATE N/A N/A H6 không phù hợp
(a), (b), (c) thuận chiều
(d) N/A
Nguồn: Tổng hợp kết quả nghiên cứu và tóm tắt của tác giả
Ghi chú:
LLEV: Hệ số nợ dài hạn (tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài sản); N/A: không có ý nghĩa; (a): Nguyen và Ramachandran (2006), (b): Biger và các cộng sự (2008), (c): Nguyen và các cộng sự (2014), (d): Obeid Gharaibeh (2015).
4.5. Phân tích kết quả nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn
Theo kết quả nghiên cứu đã trình bày tại Bảng 4.9, các nhân tố quy mô DN (SIZE), cơ hội tăng trưởng (GROW) có ảnh hưởng thuận chiều đến hệ số nợ tổng thể (TLEV) của các DN ngành dầu khí niêm yết tại Việt Nam và các nhân tố khả năng sinh lời (ROA), khả năng thanh khoản (LIQ), cấu trúc tài sản cố định hữu hình (TANG) có tác động ngược chiều. Còn lại nhân tố về cấu trúc sở hữu của Nhà nước (STATE) không có ý nghĩa thống kê. Đối với hệ số nợ ngắn hạn (SLEV) thì có cùng kết quả nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng như đối với hệ số nợ tổng thể (TLEV) nêu trên, tuy nhiên riêng biến quy mô DN có độ tin cậy không cao. Nhìn chung, do nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng đa số trong tổng nợ phải trả của các DN dầu khí niêm yết trên TTCK Việt Nam nên dễ dàng nhận thấy tác động của các nhân tố lên hệ số nợ tổng thể và hệ số nợ ngắn hạn là tương tự nhau.
Kết quả hồi quy cho thấy bên cạnh những nhân tố có chiều hướng tác động phù hợp với các lý thuyết về CTV, cũng như một một số nghiên cứu thực nghiệm liên quan thì cũng có một số nhân tố tác động ngược chiều hoặc không ảnh hưởng đến CTV của các DN.
4.5.1. Quy mô doanh nghiệp
Trong mô hình nghiên cứu biến phụ thuộc TLEV, kết quả cho thấy biến SIZE có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy cao 99% (P-value < 0,01), có tác động cùng chiều với hệ số nợ tổng thể (TLEV) của các DN ngành dầu khí niêm yết tại Việt Nam.
Mối quan hệ cùng chiều này phù hợp với giả thuyết đặt ra ban đầu của tác giả và phù hợp với quan điểm của lý thuyết đánh đổi và lý thuyết chi phí đại diện về CTV. Các DN có quy mô lớn hơn thường có năng lực hoạt động kinh doanh tốt hơn, dòng tiền ổn định, khả năng trả nợ cao hơn và khả năng phá sản thấp hơn các DN nhỏ dẫn đến dễ dàng tiếp cận được nguồn vốn vay từ các ngân hàng và tạo dựng được uy tín để các nhà cung cấp, nhà thầu phụ sẵn sàng cho trả chậm. Bên cạnh đó, các nhà đầu tư bên ngoài thông thường sẽ có nhiều thông tin về các DN lớn nhiều hơn. Mức độ bất cân xứng về thông tin sẽ giảm đi và các công ty có xu hướng sử dụng nhiều nợ hơn (Chen và ctg 1999). Ngoài ra, đối với các DN quy mô lớn, chi phí đại diện thường cao, việc sử dụng nợ vay sẽ tạo ra một cơ chế giám sát hành vi của nhà quản trị tốt hơn.
Trong mô hình nghiên cứu biến phụ thuộc SLEV, kết quả cho thấy biến SIZE có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90% và có mối tương quan cùng chiều với hệ số