CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.2. Kiểm định mơ hình hồi quy
Sau khi hồi quy mơ hình bằng phương pháp OLS, tác giả thực hiện kiểm định các khuyết tật mơ hình gồm: phân phối chuẩn, tự tương quan, phương sai sai số (PSSS) thay đổi, đa cộng tuyến. Trong đó, phân phối chuẩn sử dụng phương
pháp kiểm định Kernel bằng cách dựa vào đồ thị phân phối chuẩn; Kiểm định tự tương quan sử dụng phương pháp kiểm định Wooldridge; Kiểm định PSSS thay đổi bằng phương pháp Breusch-Pagan; Kiểm định đa cộng tuyến bằng phương pháp VIF.
Sau đây là kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình hồi quy với từng biến phụ thuộc, gồm có 04 biến phụ thuộc: TIMES, IVOL, NBOND, TOVER.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình hồi quy biến phụ thuộc TIMES
Khuyết tật Kiểm định Kết quả
Phân phối chuẩn Kernel Có phân phối chuẩn phần dư Tự tương quan Wooldridge Prob TIMES = 0,6497, PSSS thay đổi Breusch-Pagan Prob TIMES = 0
prob IVOL = 0 prob NBOND = 0 prob TOVER = 0
Đa cộng tuyến VIF VIF DVWAP = 1,41
VIF AGE = 1,3 VIF EXR = 1,29 VIF GDP_ln = 1,18 VIF CREDIT_ln= 1,16 VIF CREDIT_ln= 1,14
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Có thể thấy mơ hình có phân phối chuẩn phần dư (kết quả kiểm định cụ thể ở phụ lục, dựa theo đồ thị), khơng có tự tương quan(prob>0,05), có PSSS thay đổi (prob<0,05), và khơng có đa cộng tuyến (do hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10).
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình hồi quy biến phụ thuộc IVOL
Khuyết tật Kiểm định Kết quả
Phân phối chuẩn Kernel Có phân phối chuẩn phần dư Tự tương quan Wooldridge prob IVOL = 0,7232
PSSS thay đổi Breusch-Pagan Prob TIMES = 0 prob IVOL = 0 prob NBOND = 0 prob TOVER = 0
Đa cộng tuyến VIF VIF DVWAP = 1,41
VIF AGE = 1,30 VIF EXR = 1,29 VIF GDP_ln = 1,18 VIF CREDIT_ln= 1,16 VIF CREDIT_ln= 1,14
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Có thể thấy mơ hình có phân phối chuẩn phần dư (kết quả kiểm định cụ thể ở phụ lục, dựa theo đồ thị), khơng có tự tương quan(prob>0,05), có PSSS thay đổi (prob<0,05), và khơng có đa cộng tuyến (do hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10).
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình hồi quy biến phụ thuộc NBOND
Khuyết tật Kiểm định Kết quả
Phân phối chuẩn Kernel Có phân phối chuẩn phần dư Tự tương quan Wooldridge prob NBOND = 0,5836 PSSS thay đổi Breusch-Pagan/Cook-
Weisberg
Prob TIMES = 0 prob IVOL = 0 prob NBOND = 0 prob TOVER = 0
Đa cộng tuyến VIF VIF DVWAP = 1,41
VIF AGE = 1,3 VIF EXR = 1,29 VIF GDP_ln = 1,18 VIF CREDIT_ln= 1,16 VIF CREDIT_ln= 1,14
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Có thể thấy mơ hình có phân phối chuẩn phần dư (kết quả kiểm định cụ thể ở phụ lục, dựa theo đồ thị), khơng có tự tương quan(prob>0,05), có PSSS thay đổi (prob<0,05), và khơng có đa cộng tuyến (do hệ số VIF của các biến nhỏ hơn 10).
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình hồi quy biến phụ thuộc TOVER
Khuyết tật Kiểm định Kết quả
Phân phối chuẩn Kernel Có phân phối chuẩn phần dư Tự tương quan Wooldridge prob TOVER = 0,5836 PSSS thay đổi Breusch-Pagan/Cook-
Weisberg
Prob TIMES = 0 prob IVOL = 0 prob NBOND = 0 prob TOVER = 0
Đa cộng tuyến VIF VIF DVWAP = 1,41
VIF AGE = 1,3 VIF EXR = 1,29 VIF GDP_ln = 1,18 VIF CREDIT_ln= 1,16 VIF CREDIT_ln= 1,14
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Có thể thấy mơ hình có phân phối chuẩn phần dư (kết quả kiểm định cụ thể ở phụ lục, dựa theo đồ thị), khơng có tự tương quan(prob>0,05), có PSSS thay đổi (prob<0,05), và khơng có đa cộng tuyến (do hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10).
4.3. Khắc phục khuyết tật mơ hình
Mơ hình hiện tại có phương sai sai số thay đổi, để khắc phục PSSS thay đổi, luận văn đã sử dụng phương pháp mơ hình sai số chuẩn mạnh (Robust Standard Errors) hay còn gọi là ước lượng sai số chuẩn mạnh. Sau khi tác giả chạy hồi quy theo phương trình mơ hình sai số chuẩn mạnh để khắc phục phương sai sai số thay đổi, tác giả có kết quả đã khắc phục được phương sai sai số thay đổi với phương
trình của 04 biến phụ thuộc là TIMES, IVOL, NBOND, TOVER. Cụ thể kết quả mơ hình hồi quy theo phương trình mơ hình sai số chuẩn mạnh với biến phụ thuộc TIMES như sau, tương tự với các biến phụ thuộc IVOL, NBOND, TOVER.
Bảng 4.13: Kết quả mơ hình hồi quy theo phương trình mơ hình sai số chuẩn mạnh với biến phụ thuộc TIMES
TIMES Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf.] [Interval] GDP_ln 152.6336 20.63807 7.40 0.000 109.4377 195.8296 CREDIT_ln 120.2161 18.8486 6.38 0.000 80.76554 159.6667 EXR -.0876303 .0089563 -9.78 0.000 -.106376 -.0688846 AGE -1.15754 .1289742 -8.97 0.000 -1.427486 -.8875935 RATING 36.01566 4.256708 8.46 0.000 27.10626 44.92505 DVWAP 1.299758 .0713722 18.21 0.000 1.150375 1.449142 _cons -1302.353 408.5169 -3.19 0.005 -2157.389 -447.3175 sigma_u 35.052037 sigma_e 266.14135 rho .01705034
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
4.4. Phân tích các yếu tố ảnh hưởng tới quy mô TT TPDN VN
Từ kết quả hồi quy mơ hình, tác giả có một số kết luận về các yếu tố tác động tới quy mô TT TPDN tại Việt Nam thông qua các biến phụ thuộc gồm số lượng trái phiếu phát hành, số lần giao dịch, số trái phiếu giao dịch, doanh số giao dịch như sau:
Nhận định về các yếu tố ảnh hưởng đến số lần giao dịch (TIMES): Các biến GDP_ln, CREDIT_ln, RATING, DVWAP đều có tác động thuận chiều với biến phụ thuộc TIMES, còn các biến EXR, AGE đều có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc. Như vậy, quy mô thị trường TPDN Việt Nam bị tác động thuận chiều bởi các yếu tố quy mô nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động lợi nhuận và bị tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của
trái phiếu. Ta xét đến khi các điều kiện khác không đổi và một biến độc lập thay đổi thì ảnh hưởng đến sự thay đổi của biến phụ thuộc như thế nào. Cụ thể, quy mô nền kinh tế tăng lên một đơn vị thì số lần giao dịch trái phiếu tăng lên khoảng 150 đơn vị, quy mô hệ thống ngân hàng tăng lên một đơn vị thì số lần giao dịch trái phiếu tăng lên khoảng 120 đơn vị. Điều này cho thấy số lần giao dịch trái phiếu có bị tác động thuận chiều bởi quy mô nền kinh tế và quy mô hệ thống ngân hàng. Tiếp theo đó, hệ số xếp hạng tín dụng tăng lên 01 đơn vị thì số lần giao dịch tăng lên khoảng 35 đơn vị. Như vậy, xếp hạng tín dụng có tác động thuận chiều với số lần giao dịch trái phiếu. Biến động lợi nhuận tăng lên 01 đơn vị thì số lần giao dịch tăng lên 1,29 đơn vị, hầu như không tác động nhiều. Yếu tố biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu có tác động ngược chiều với số lần giao dịch trái phiếu, cụ thể tuổi của trái phiếu tăng lên 01 đơn vị thì số lần giao dịch trái phiếu giảm đi 1,17 đơn vị và biến động tỷ giá hối đối tăng 01 đơn vị thì số lần giao dịch giảm đi 0,088 đơn vị.
Nhận định về các yếu tố ảnh hưởng đến số trái phiếu giao dịch (NBOND): Các biến GDP_ln, CREDIT_ln, RATING, DVWAP đều có tác động thuận chiều với biến phụ thuộc NBOND, còn các biến EXR, AGE đều có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc. Như vậy, quy mô thị trường TPDN Việt Nam bị tác động thuận chiều bởi các yếu tố quy mô nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động lợi nhuận và bị tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu. Ta xét đến khi các điều kiện khác khơng đổi và một biến độc lập thay đổi thì ảnh hưởng đến sự thay đổi của biến phụ thuộc như thế nào. Cụ thể, quy mô nền kinh tế tăng lên một đơn vị thì số trái phiếu giao dịch tăng lên khoảng 5.439.082 đơn vị, quy mô hệ thống ngân hàng tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu giao dịch tăng lên 4.286.777 đơn vị. Điều này cho thấy số trái phiếu giao dịch có bị tác động thuận chiều và tương đối mạnh bởi quy mô nền kinh tế và quy mô hệ thống ngân hàng. Tiếp theo đó, hệ số xếp hạng tín dụng tăng lên khoảng 01 đơn vị thì số trái phiếu giao dịch tăng lên 1.256.253 đơn vị. Như vậy, xếp hạng tín dụng có tác động thuận chiều với số trái phiếu giao dịch. Khi biến động lợi nhuận tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu giao dịch tăng lên 46.488 đơn vị. Yếu tố biến động tỷ giá hối đối và tuổi của trái phiếu có tác động ngược chiều với số trái phiếu giao dịch,
cụ thể tuổi của trái phiếu tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu giao dịch giảm đi khoảng 42.596 đơn vị và biến động tỷ giá hối đoái tăng 01 đơn vị thì số trái phiếu giao dịch giảm đi 3.185 đơn vị.
Nhận định về các yếu tố ảnh hưởng đến doanh số giao dịch (TOVER): Các biến GDP_ln, CREDIT_ln, RATING, DVWAP đều có tác động thuận chiều với biến phụ thuộc NBOND, còn các biến EXR, AGE đều có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc. Như vậy, quy mô thị trường TPDN Việt Nam bị tác động thuận chiều bởi các yếu tố quy mô nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động lợi nhuận và bị tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu. Ta xét đến khi các điều kiện khác không đổi và một biến độc lập thay đổi thì ảnh hưởng đến sự thay đổi của biến phụ thuộc như thế nào. Cụ thể, quy mô nền kinh tế tăng lên một đơn vị thì doanh số giao dịch tăng lên khoảng 547 đơn vị, quy mô hệ thống ngân hàng tăng lên 01 đơn vị thì doanh số giao dịch tăng lên 404 đơn vị. Điều này cho thấy doanh số giao dịch có bị tác động thuận chiều bởi quy mơ nền kinh tế và quy mơ hệ thống ngân hàng. Tiếp theo đó, hệ số xếp hạng tín dụng tăng lên 01 đơn vị thì doanh số giao dịch tăng lên 128 đơn vị. Như vậy, xếp hạng tín dụng có tác động thuận chiều với doanh số giao dịch. Khi biến động lợi nhuận tăng lên 01 đơn vị thì doanh số giao dịch tăng lên 4,55 đơn vị. Yếu tố biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu có tác động ngược chiều với doanh số giao dịch, cụ thể tuổi của trái phiếu tăng lên 01 đơn vị thì doanh số giao dịch giảm đi khoảng 4,08 đơn vị và biến động tỷ giá hối đối tăng 01 đơn vị thì doanh số giao dịch giảm đi khoảng 0,32 đơn vị.
Nhận định về các yếu tố ảnh hưởng đến số trái phiếu phát hành (IVOL): Các biến GDP_ln, CREDIT_ln, RATING, DVWAP đều có tác động thuận chiều với biến phụ thuộc NBOND, cịn các biến EXR, AGE đều có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc. Như vậy, quy mô thị trường TPDN Việt Nam bị tác động thuận chiều bởi các yếu tố quy mô nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động lợi nhuận và bị tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu. Ta xét đến khi các điều kiện khác không đổi và một biến độc lập thay đổi thì ảnh hưởng đến sự thay đổi của biến phụ thuộc như thế nào. Cụ thể,
quy mô nền kinh tế tăng lên một đơn vị thì số trái phiếu phát hành tăng lên khoảng 83.642 đơn vị, quy mô hệ thống ngân hàng tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu phát hành tăng lên 66.092 đơn vị. Điều này cho thấy số trái phiếu phát hành có bị tác động thuận chiều bởi quy mô nền kinh tế và quy mô hệ thống ngân hàng. Tiếp theo đó, hệ số xếp hạng tín dụng tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu phát hành tăng lên khoảng lên 19.674 đơn vị. Như vậy, xếp hạng tín dụng có tác động thuận chiều với số trái phiếu phát hành. Khi biến động lợi nhuận tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu phát hành tăng lên khoảng 718 đơn vị. Yếu tố biến động tỷ giá hối đoái và tuổi của trái phiếu có tác động ngược chiều với số trái phiếu phát hành, cụ thể tuổi của trái phiếu tăng lên 01 đơn vị thì số trái phiếu phát hành giảm đi khoảng 660 đơn vị và biến động tỷ giá hối đối tăng 01 đơn vị thì số trái phiếu phát hành giảm đi khoảng 48,86 đơn vị.
Như vậy, quy mô thị trường TPDN đều bị tác động bởi 06 yếu tố: quy mô nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động tỷ giá hối đoái, biến động lợi nhuận và tuổi trái phiếu. Trong đó, quy mơ nền kinh tế, quy mô hệ thống ngân hàng, rủi ro phá sản, biến động lợi nhuận tác động cùng chiều với quy mô thị trường TPDN cịn biến động tỷ giá hối đối, tuổi trái phiếu biến động ngược chiều với quy mô thị trường TPDN Việt Nam theo đúng như giả thuyết ban đầu của tác giả luận văn.
Bảng 4.13: So sánh giả thuyết ban đầu với kết quả mơ hình nghiên cứu
Yếu tố Hướng tác động Giả thuyết của tác giả luận văn Phân tích Quy mơ nền kinh tế
+ + Quốc gia mà nền kinh tế có quy mơ nhỏ thường thiếu những yếu tố cần thiết tối thiểu cho một thị trường trái phiếu phát triển.
Quy mô của hệ thống ngân hàng
+ + Trong một nền kinh tế mở, các NHTM lúc này trở thành chủ thể cần thiết để thúc đẩy sự phát triển của thị trường TPDN. Các NHTM có thể đóng nhiều vai trị trên thị trường TPDN như phân tích nhu cầu tài chính của doanh nghiệp, thiết kế cấu trúc tài trợ phù hợp
cho doanh nghiệp, tư vấn phát hành, bảo lãnh phát hành, đại lý phát hành TPDN. Biến động tỷ giá hối đoái
- - Khi tỷ giá hối đối ít biến động, các NĐT nước ngồi có thể sẽ ưa thích mua trái phiếu nội địa hơn và thúc đẩy sự phát triển của thị trường TPDN
Tuổi của trái phiếu
- - Thông thường, các trái phiếu được phát hành trong khoảng thời gian gần nhất sẽ được giao dịch thường xuyên nhất. Trái phiếu có tuổi càng lớn thì lại càng ít được giao dịch, chúng sẽ thường nằm trong danh mục đầu tư của các NĐT thích nắm giữ đến khi đáo hạn hay trong thời gian dài.
Rủi ro phá sản (Xếp hạng tín dụng)
+ + Các doanh nghiệp có rủi ro phá sản thấp thì quy mơ giao dịch càng thấp, vì doanh nghiệp hầu như có nguồn vốn ổn định và đủ để hoạt động kinh doanh, có xu hướng ít phát hành trái phiếu để huy động vốn dẫn đến quy mô giao dịch ít.
Biến động lợi nhuận
+ + Do biến động giá phản ánh các ý kiến khác nhau của các NĐT.
4.5. So sánh với kết quả của các nghiên cứu đi trước
Sau khi nghiên cứu các tác giả trong và ngồi nước, tác giả đã có những đánh giá nhất định về những yếu tác động đến quy mô của thị trường TPDN, tuy nhiên theo đặc thù của thị trường TPDN Việt Nam nên tác giả đã đưa ra những yếu tố tác động có tính mới nhất định và phù hợp với thị trường.
Những đóng góp mới về mặt học thuật, lý luận: Luận văn đã phát triển thêm mơ hình kiểm định các yếu tố tác động tới quy mô thị trường TPDN Việt Nam. Các yếu tố tác động được kiểm định bao gồm: quy mô của nền kinh tế, quy mô của hệ thống ngân hàng, biến động của tỷ giá hối đoái, tuổi của trái phiếu, rủi ro phá sản (xếp hạng tín dụng), biến động lợi nhuận.
Những phát hiện, đề xuất mới rút ra được từ kết quả nghiên cứu, khảo sát
của luận văn: Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô của nền kinh tế, quy mô của hệ thống ngân hàng, biến động của tỷ giá hối đoái, tuổi của trái phiếu, rủi ro phá sản (xếp hạng tín dụng), biến động lợi nhuận là các yếu tố tác động tới quy mô thị trường TPDN Việt Nam.
Trên cơ sở kết quả thực nghiệm, luận văn đã đề xuất một số biện pháp nhằm cải thiện quy mô thị trường TPDN Việt Nam trong thời gian tới.