CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.3. Kết quả phân tích hồi quy
4.3.1. Lựa chọn mơ hình hồi quy phù hợp
4.3.1.1. Ước lượng với Pooled OLS
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy mơ hình Pooled OLS
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Bảng 4.9 thể hiện kết quả ước lượng OLS với: hệ số R2 điều chỉnh = 14.73%
giá trị thống kê F (12, 771) = 12.27 Prob > F = 0.0000
OLS có thể là một ước lượng phù hợp cho mơ hình.
_cons -.2174533 .0627083 -3.47 0.001 -.3405527 -.094354 CFO -1.83e-08 3.00e-09 -6.09 0.000 -2.42e-08 -1.24e-08 ROA .4929689 .0568493 8.67 0.000 .3813711 .6045667 DON_BAY_TC -.0334375 .0271592 -1.23 0.219 -.0867523 .0198772 QM_CONG_TY .0430178 .011402 3.77 0.000 .0206351 .0654004 BIG4 -.0138159 .0115746 -1.19 0.233 -.0365375 .0089057 TV_NUOC_NGOAI .012326 .0137347 0.90 0.370 -.0146358 .0392878 HOP .0018688 .0004265 4.38 0.000 .0010315 .002706 CHUYEN_MON -.0134636 .0187731 -0.72 0.473 -.0503161 .0233889 TV_NU -.0034964 .029082 -0.12 0.904 -.0605857 .053593 TV_DOC_LAP .0285963 .0250938 1.14 0.255 -.020664 .0778566 KIEM_NHIEM .0049394 .0107759 0.46 0.647 -.0162141 .026093 QM_HDQT -.0054211 .0040702 -1.33 0.183 -.013411 .0025689 DA Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 15.6652737 783 .020006735 Root MSE = .13061 Adj R-squared = 0.1473 Residual 13.1534418 771 .017060236 R-squared = 0.1603 Model 2.51183187 12 .209319322 Prob > F = 0.0000 F(12, 771) = 12.27 Source SS df MS Number of obs = 784
4.3.1.2. Ước lượng với FEM
Bảng 4.10. Kết quả hồi quy mơ hình FEM
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Bảng 4.10 thể hiện kết quả ước lượng FEM với: giá trị thống kê F (195, 576) = 1.22 Prob > F = 0.0387 (< 0.05)
Bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số ui = 0. Điều đó có nghĩa là ước lượng FEM là ước lượng phù hợp hơn so với Pooled OLS.
F test that all u_i=0: F(195, 576) = 1.22 Prob > F = 0.0387 rho .43807725 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .12707531 sigma_u .11220138
_cons -1.02978 .3176577 -3.24 0.001 -1.653689 -.4058715 CFO -2.15e-08 4.03e-09 -5.33 0.000 -2.94e-08 -1.36e-08 ROA .7092586 .1015034 6.99 0.000 .5098967 .9086206 DON_BAY_TC -.1852349 .0822644 -2.25 0.025 -.3468097 -.02366 QM_CONG_TY .1757711 .0525056 3.35 0.001 .0726454 .2788968 BIG4 -.0174604 .0344376 -0.51 0.612 -.085099 .0501782 TV_NUOC_NGOAI .0142448 .0389461 0.37 0.715 -.0622488 .0907383 HOP .0030827 .0006547 4.71 0.000 .0017968 .0043687 CHUYEN_MON .03185 .053714 0.59 0.553 -.0736492 .1373492 TV_NU .0541272 .0650948 0.83 0.406 -.0737249 .1819793 TV_DOC_LAP -.0121253 .0520738 -0.23 0.816 -.1144029 .0901524 KIEM_NHIEM .0425066 .0225733 1.88 0.060 -.0018294 .0868427 QM_HDQT -.0062754 .0096276 -0.65 0.515 -.0251849 .0126341 DA Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.7126 Prob > F = 0.0000 F(12,576) = 12.23 overall = 0.0977 max = 4 between = 0.0957 avg = 4.0 within = 0.2030 min = 4 R-sq: Obs per group:
Group variable: NAME1 Number of groups = 196 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 784
4.3.1.3. Ước lượng với REM
Bảng 4.11. Kết quả hồi quy mơ hình REM
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Bảng 4.11 thể hiện kết quả ước lượng REM với: Prob > chi2 = 0.0000
REM có thể là một ước lượng phù hợp cho mơ hình.
Kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier
Để lựa chọn ước lượng phù hợp giữa Pooled OLS và REM, người viết tiến hành thực hiện kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier. Kết quả được thể hiện ở bảng 4.12.
rho .02306526 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .12707531 sigma_u .01952574
_cons -.2228853 .0644783 -3.46 0.001 -.3492604 -.0965103 CFO -1.85e-08 3.03e-09 -6.12 0.000 -2.45e-08 -1.26e-08 ROA .5005737 .0579519 8.64 0.000 .38699 .6141574 DON_BAY_TC -.0340784 .0279188 -1.22 0.222 -.0887983 .0206415 QM_CONG_TY .0438564 .0117166 3.74 0.000 .0208924 .0668205 BIG4 -.0140318 .0119076 -1.18 0.239 -.0373702 .0093066 TV_NUOC_NGOAI .0119813 .0141145 0.85 0.396 -.0156827 .0396453 HOP .0019195 .0004328 4.43 0.000 .0010712 .0027679 CHUYEN_MON -.0136977 .0192991 -0.71 0.478 -.0515231 .0241278 TV_NU -.0029605 .0298082 -0.10 0.921 -.0613835 .0554624 TV_DOC_LAP .0282978 .0256759 1.10 0.270 -.022026 .0786216 KIEM_NHIEM .005682 .0110306 0.52 0.606 -.0159377 .0273016 QM_HDQT -.0055273 .0041743 -1.32 0.185 -.0137088 .0026542 DA Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(12) = 147.64 overall = 0.1603 max = 4 between = 0.1813 avg = 4.0 within = 0.1843 min = 4 R-sq: Obs per group:
Group variable: NAME1 Number of groups = 196 Random-effects GLS regression Number of obs = 784
Bảng 4.12. Kết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Kết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian multiplier cho thấy: Giá trị chibar2 (01) = 0.18
Prob > chibar2 = 0.3354 (> 0.05)
Chấp nhận giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số ui = 0. Do đó, mơ hình Pooled OLS phù hợp hơn so với REM.
Bảng 4.13. Tổng hợp các kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp Kiểm định Pooled OLS và Kiểm định Pooled OLS và
FEM
Pooled OLS và
REM FEM và REM
F – test F (195, 576) = 1.22 Prob > F = 0.0387 Breusch – Pagan test chibar2 (01) = 0.18 Prob > chibar2 = 0.3354
Hausman test Không cần
thực hiện
Kết luận Chọn FEM Chọn Pooled OLS
Prob > chibar2 = 0.3354 chibar2(01) = 0.18 Test: Var(u) = 0 u .0003813 .0195257 e .0161481 .1270753 DA .0200067 .1414452 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
DA[NAME1,t] = Xb + u[NAME1] + e[NAME1,t]
Từ kết quả tổng hợp các kiểm định thể hiện ở bảng 4.13, so sánh giữa 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM, có thể kết luận ước lượng FEM là phù hợp nhất đối với mơ hình.
4.3.2. Kiểm định các khuyết tật của mơ hình 4.3.2.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến 4.3.2.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Người viết sử dụng nhân tố phóng đại phương sai VIF để xác định hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả thể hiện ở bảng 4.14 bên dưới:
Bảng 4.14. Giá trị VIF của mơ hình
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Giá trị VIF của một biến càng lớn thì biến đó càng cộng tuyến cao với các biến cịn lại trong mơ hình. Ngưỡng giá trị được xem là xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến khi biến độc lập có VIF lớn hơn hoặc bằng 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Kết quả từ bảng 4.14 cho thấy tất cả các giá trị VIF của toàn bộ biến độc lập và biến kiểm soát đều nhỏ hơn 2.1 và dao động quanh mức 1.29, nhỏ hơn rất nhiều so với 10. Kết hợp với số liệu ma trận tương quan ở bảng 4.8, một lần nữa khẳng định mơ hình nghiên cứu khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Mean VIF 1.29 TV_DOC_LAP 1.03 0.969374 HOP 1.04 0.964587 KIEM_NHIEM 1.06 0.947061 TV_NU 1.10 0.909410 CHUYEN_MON 1.13 0.885883 CFO 1.24 0.803220 QM_HDQT 1.30 0.770815 TV_NUOC_NG~I 1.31 0.761184 ROA 1.33 0.751186 DON_BAY_TC 1.46 0.687240 BIG4 1.47 0.682553 QM_CONG_TY 2.08 0.481469 Variable VIF 1/VIF
0 1 2 3 4 5 D e n si ty -.5 0 .5 1 1.5 Residuals
4.3.2.2. Kiểm định phân phối của phần dư
Biểu đồ 4.1. Biểu đồ phân phối của phần dư
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Hình dạng của biểu đồ 4.1 cho ta thấy phần dư trong mơ hình nghiên cứu có phân phối chuẩn.
4.3.2.3. Kiểm định phương sai của sai số
Người viết sử dụng kiểm định Modified Wald để kiểm định phương sai của sai số. Bằng kiểm định này, có thể phát hiện được hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình. Ta có giả thuyết:
H0: Phương sai của sai số khơng đổi H1: Phương sai của sai số thay đổi
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định Modified Wald
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (196) = 2.5e+07
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Bảng 4.15 cho thấy kết quả kiểm định phương sai của sai số với: Chi2 (196) = 2.5e+07
Prob > chi2 = 0.0000 (< 0.05)
Bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy mơ hình xảy ra hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.
4.3.2.4. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Nhằm phát hiện hiện tượng tự tương quan có xảy ra trong mơ hình hay khơng, người viết sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey với giả thuyết như sau:
H0: Mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan H1: Mơ hình xảy ra hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.16. Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Bảng 4.16 cho thấy kết quả kiểm định về hiện tượng tự tương quan với: F (1, 195) = 3.236
Prob > F = 0.0736 (> 0.05)
Chấp nhận giả thuyết H0. Như vậy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.17. Kết quả kiểm định các khuyết tật của mơ hình
Kiểm định Phương pháp kiểm định
Kết quả
kiểm định Kết luận
Đa cộng tuyến Hệ số phóng đại
phương sai VIF VIF = 1.29
Không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Prob > F = 0.0736 F( 1, 195) = 3.236 H0: no first-order autocorrelation
Kiểm định Phương pháp kiểm định
Kết quả
kiểm định Kết luận
Phân phối của phần dư Phương pháp đồ thị Phần dư có phân phối chuẩn Phần dư có phân phối chuẩn
Phương sai của
sai số Modified Wald
Chi2 (196) = 2.5e+07 Prob > chi2 =
0.0000
Phương sai của sai số thay đổi
Tự tương quan Breusch – Godfrey F (1, 195) = 3.236 Prob > F = 0.0736
Mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan
(Nguồn: Người viết thống kê từ kết quả kiểm định)
Như vậy, thông qua phần tổng kết ở bảng 4.17, có thể thấy rằng trong 4 trường hợp kiểm định khuyết tật của mơ hình, chỉ có 1 khuyết tật xảy ra đó là phương sai của sai số thay đổi. 3 khuyết tật còn lại gồm: hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối chuẩn của phần dư và hiện tượng tự tương quan không xảy ra trong mơ hình nghiên cứu của luận văn.
Để khắc phục khuyết tật nói trên, như người viết đã trình bày ở chương III, người viết sẽ tiến hành thực hiện hồi quy bằng ước lượng bình phương bé nhất tổng quát khả thi FGLS.
4.3.3. Kết quả hồi quy mơ hình FGLS
Bảng 4.18. Kết quả hồi quy mơ hình FGLS
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
Kết quả từ bảng 4.18 cho thấy trong 7 biến độc lập và 5 biến kiểm sốt đưa vào mơ hình, có 9 biến tác động đến hành vi QTLN: 5 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 3 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Tính độc lập của HĐQT, số lượng cuộc họp của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngồi trong HĐQT, quy mơ cơng ty và ROA tác động cùng chiều đến hành vi QTLN với mức độ tác động mạnh nhất đến từ ROA, tiếp đến là quy mơ cơng ty, tính độc lập của HĐQT, sự hiện diện của thành viên nước ngoài trong HĐQT và cuối cùng là số lượng cuộc họp của HĐQT.
_cons -.2064437 .0290923 -7.10 0.000 -.2634636 -.1494238 CFO -1.74e-08 1.92e-09 -9.04 0.000 -2.12e-08 -1.36e-08 ROA .4625564 .0282175 16.39 0.000 .4072511 .5178616 DON_BAY_TC -.02256 .0128735 -1.75 0.080 -.0477917 .0026717 QM_CONG_TY .0355531 .0050096 7.10 0.000 .0257345 .0453718 BIG4 -.0102706 .0051661 -1.99 0.047 -.020396 -.0001453 TV_NUOC_NGOAI .0129112 .0062262 2.07 0.038 .000708 .0251144 HOP .0013116 .0002724 4.81 0.000 .0007777 .0018455 CHUYEN_MON -.0181559 .0083746 -2.17 0.030 -.0345699 -.001742 TV_NU -.0086525 .0150326 -0.58 0.565 -.0381158 .0208108 TV_DOC_LAP .030347 .0115602 2.63 0.009 .0076895 .0530046 KIEM_NHIEM .0044403 .0051086 0.87 0.385 -.0055724 .0144531 QM_HDQT .0004261 .0017139 0.25 0.804 -.0029331 .0037852 DA Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(12) = 504.11 Estimated coefficients = 13 Time periods = 4 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 196 Estimated covariances = 196 Number of obs = 784 Correlation: no autocorrelation
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
Trong khi đó, mức độ chun mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT, loại cơng ty kiểm tốn, địn bẩy tài chính và dòng tiền từ hoạt động kinh doanh tác động ngược chiều đến hành vi QTLN với mức độ tác động mạnh nhất đến từ địn bẩy tài chính, tiếp đến là mức độ chun mơn tài chính của các thành viên trong HĐQT, loại công ty kiểm tốn và cuối cùng là dịng tiền từ hoạt động kinh doanh. Các biến cịn lại gồm quy mơ HĐQT, sự kiêmnhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ và thành viên nữ trong HĐQT không ảnh hưởng đến hành vi QTLN trong nghiên cứu này.
Vậy mơ hình hồi quy về sự tác động của đặc điểm HĐQT đến hành vi QTLN của các CTNY trên HOSE, giai đoạn 2015 – 2018 được xác định như sau:
DA = -0.2064437 + 0.030347*TV_DOC_LAP - 0.0181559*CHUYEN_MON + 0.0013116*HOP + 0.0129112*TV_NUOC_NGOAI - 0.0102706*BIG4 + 0.0355531*QM_CONG_TY - 0.02256*DON_BAY_TC + 0.4625564*ROA
- 0.0000000174*CFO
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong phương trình hồi quy:
Hệ số β3 = 0.030347 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi tính độc lập của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.030347 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β5 = -0.0181559 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi mức độ chun mơn tài chính của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0181559 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β6 = 0.0013116 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng: Khi số lần họp của HĐQT tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0013116 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β7 = 0.0129112 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi HĐQT có (khơng có) sự hiện diện
của thành viên nước ngồi thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0129112 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β8 = -0.0102706 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi cơng ty được (khơng được) kiểm tốn bởi Big4 thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0102706 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β9 = 0.0355531 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi quy mơ cơng ty tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.0355531 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β10 = -0.02256 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi địn bẩy tài chính tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.02256 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β11 = 0.4625564 > 0 thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đoán rằng: Khi ROA tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ tăng lên (giảm xuống) 0.4625564 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Hệ số β12 = -0.0000000174 < 0 thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa biến kiểm soát và biến phụ thuộc với ý nghĩa dự đốn rằng: Khi dịng tiền từ hoạt động kinh doanh tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì mức độ QTLN sẽ giảm xuống (hoặc tăng lên) 0.0000000174 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Bảng 4.19. Tổng hợp kết quả nghiên cứu Giả Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng Kết quả kiểm định
H1 Cơng ty có quy mơ HĐQT càng lớn thì mức độ
QTLN càng thấp - 0
H2 Cơng ty có sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT
Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng Kết quả kiểm định
cơng ty khơng có sự kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và TGĐ
H3 Cơng ty có tính độc lập của HĐQT càng cao thì
mức độ QTLN càng thấp - +
H4 Công ty có tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT càng
lớn thì mức độ QTLN càng thấp - 0
H5 Cơng ty có mức độ chun mơn tài chính của
HĐQT càng cao thì mức độ QTLN càng thấp - - H6 Cơng ty có số lần họp của HĐQT càng nhiều thì
mức độ QTLN càng thấp - +
H7
Cơng ty có sự hiện diện của thành viên nước ngồi trong HĐQT thì mức độ QTLN thấp hơn so với các cơng ty khơng có sự hiện diện của