Variable VIF 1/VIF
SIZE 1.26 0.79 SGROW 1.32 0.76 ROA 1.45 0.69 MB 1.07 0.93 LEV 1.29 0.78 CFO 1.09 0.92 Mean VIF 1.25
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13)
Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến của các biến trong mơ hình là 1.25 nhỏ hơn 10. Đồng thời các biến đều có VIF nhỏ hơn 10, nên không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến mạnh trong mơ hình dữ liệu nghiên cứu.
Các nhân tố nghiên cứu khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến cho thấy các nhân tố này là độc lập, tách biệt, phù hợp đƣa vào nghiên cứu định lƣợng. Tác giả tiếp tục đƣa các biến vào mơ hình, thực hiện các kiểm định ƣớc lƣợng.
4.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM
Khi các quan sát khơng tìm thấy sự khác biệt dùng Pooled phù hợp.
Khi các quan sát tồn tại sự khác biệt theo thời gian thì dùng FEM là phù hợp. Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM. Giả thuyết H0: Mơ hình Pooled OLS phù hợp với mẫu nghiên cứu Giả thuyết H1: Mơ hình FEM phù hợp với mẫu nghiên cứu.
Bảng 4.4: Kiểm định lựa chọn Pooled OLS, FEM Thống kê F P-value
5.18 0.0000
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13)
P-value <0.01 cho thấy FEM sẽ phù hợp hơn Pooled OLS.
4.4 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, REM
Tác giả tiếp tục kiểm định Breusch lựa chọn Pooled, REM với giả thuyết nhƣ sau: Giả thuyết H0: Mơ hình Pooled OLS phù hợp dữ liệu mẫu hơn REM
Giả thuyết H1: Mơ hình REM phù hợp dữ liệu mẫu hơn Pooled OLS
Bảng 4.5: Kiểm định lựa chọn Pooled, REM Thống kê
Chi bình phƣơng
P-value
801.96 0.0000
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13)
P-value < 0.01, nên mơ hình REM phù hợp hơn Pooled OLS
4.5 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM, REM
Thực hiện kiểm định Hausman để lựa chọn giữa REM và FEM với giả thuyết nhƣ sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình REM phù hợp dữ liệu mẫu hơn FEM Giả thuyết H1: Mơ hình FEM phù hợp dữ liệu mẫu hơn REM
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định lựa chọn FEM, REM
χ2 P-value
238.03 0.0000
P-value < 0.01 cho thấy FEM phù hợp hơn REM.
4.6 Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Tiến hành kiểm định phƣơng sai số thay đổi bằng phƣơng pháp kiểm định Greene (2000) với giả thuyết nhƣ sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Bảng 4.7: Kết quả kiểm tra phƣơng sai thay đổi của 2 mơ hình
χ2 P-value
1.2e+06 0.0000
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13)
P-value < 0.01, cho thấy tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong mô hình dữ liệu nghiên cứu ở mức ý nghĩa 1%.
4.7 Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan phần dƣ trên dữ liệu bảng
Sử dụng phƣơng pháp của Wooldridge (2002) và Drukker (2003) để kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 1 Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 1
Bảng 4.8: Kết quả kiểm tra tự tƣơng quan 2 mơ hình Thống kê F P-value
226.657 0.0000
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 13)
P-value < 0.01, cho thấy tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 1 trong mơ hình dữ liệu nghiên cứu với mức ý nghĩa 1%.
4.8 Phân tích kết quả hồi quy
Phƣơng pháp hồi quy đƣợc áp dụng bắt đ u từ mơ hình hồi quy Pooled tới mơ hình tác động cố định – FEM, tác động ngẫu nhiên REM sau đó so sánh với các phƣơng pháp đối chiếu ƣớc lƣợng bằng GMM.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mơ hình
Pooled OLS REM FEM GMM
LNIR LNIR LNIR LNIR
SIZE 0.0129** 0.0175** 0.0204** 0.0213*** (1.46) (2.02) (2.21) (0.99) SGROW -0.0428** -0.0487*** -0.0477*** -0.0256*** (-22.73) (-23.48) (-18.79) (-3.17) ROA -0.212*** -0.190** -0.143*** -0.498*** (-15.93) (-14.10) (-9.52) (-7.61) MB -3.336*** -2.339*** -1.573*** -0.928*** (-14.13) (-9.84) (-6.15) (-1.82) LEV 0.00903** 0.00876** 0.00921*** 0.171*** (1.95) (1.48) (1.15) (2.82) CFO -0.177*** -0.237*** -0.804** -0.833*** (-9.84) (-8.42) (-11.27) (-3.25) _cons 6.171*** 5.459** 1.092*** 0.798*** (29.79) (16.93) (1.34) (0.28) N 660 660 660 660 AR(1) 0.000 AR(2) 0.170 Hansen 0.181
*, **, *** tƣơng ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Theo Pooled OLS
Phƣơng trình hồi quy theo mơ hình Pooled OLS đƣợc viết lại nhƣ sau:
LNIR = 29.79 + 1.46SIZE - 22.73SGROW - 15.93ROA – 14.13MB + 1.95LEV – 9.84CFO
Kết quả hồi quy cho thấy 6 biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê trong mối tƣơng quan với LNIR. Trong đó biến SIZE, LEV có mối quan hệ thuận chiều với LNIR. Còn biến SGROW, ROA, MB, CFO lại có mối quan hệ ngƣợc chiều với LNIR.
Theo REM
Phƣơng trình hồi quy theo mơ hình REM đƣợc viết lại nhƣ sau:
LNIR = 16.93 + 2.02SIZE -23.48 SGROW -14.10ROA -9.84MB +1.48LEV -8.42 CFO
Kết quả xử lý dữ liệu bảng của mơ hình REM cho thấy biến SIZE, LEV có mối quan hệ thuận chiều với LNIR. Cịn biến SGROW, ROA, MB, CFO lại có mối quan hệ ngƣợc chiều với LNIR.
Theo FEM
Phƣơng trình hồi quy theo mơ hình FEM đƣợc viết lại nhƣ sau:
LNIR = 1.34 + 2.21SIZE - 18.79SGROW - 9.52ROA - 6.15MB + 1.15LEV– 11.27CFO
Kết quả xử lý dữ liệu bảng của mơ hình FEM cho thấy biến SIZE, LEV có mối quan hệ thuận chiều với LNIR. Cịn biến SGROW, ROA, MB, CFO lại có mối quan hệ ngƣợc chiều với LNIR.
Theo GMM
Phƣơng trình hồi quy theo mơ hình GMM đƣợc viết lại nhƣ sau:
LNIR = 0.28 + 0.99SIZE -3.17SGROW - 7.61ROA- 1.82MB + 2.82LEV- 3.25CFO
Kết quả xử lý dữ liệu bảng của mơ hình GEM cho thấy biến SIZE, LEV có mối quan hệ thuận chiều với LNIR. Cịn biến SGROW, ROA, MB, CFO lại có mối quan hệ ngƣợc chiều với LNIR.
Kiểm định Hansen với giả thuyết H0 biến cơng cụ trong mơ hình hồi quy là đ y đủ, phù hợp. Vì vậy giá trị p-value của Hansen càng lớn thì càng tốt, cụ thể là lớn hơn 0.1. Ở bảng 4.9 này giá trị của Hansen 2 mơ hình đều thỏa mãn, tƣơng tự đối với p-value của AR(1) < 0.1, AR(2) > 0.1 đều hợp lệ.
Theo kết quả hồi quy mơ hình ở bảng 4.9 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc LNIR, trong kết quả 4 mơ hình OLS, REM, FEM, GMM tác giả chọn kết quả mơ hình GMM đƣa ra kết luận cuối cùng vì mơ hình GMM tin cậy nhất, mơ hình OLS, FEM, REM để so sánh đối chiếu. Nhƣ vậy theo mơ hình GMM:
- SIZE có ảnh hƣởng tích cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
- SGROW có ảnh hƣởng tiêu cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
-ROA có ảnh hƣởng tiêu cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
-MB có ảnh hƣởng tiêu cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
-LEVcó ảnh hƣởng tích cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
- CFO có ảnh hƣởng tiêu cực với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
4.9 Bàn luận kết quả
Sau khi lựa chọn mơ hình GMM, khắc phục khuyết tật, tác giả tổng hợp tác động của các nhân tố trong mơ hình theo bảng 4.10, bàn luận về các giả thuyết nghiên cứu đã đƣợc đề cập đến chƣơng 3.
Bảng 4.10: Tổng hợp tác động của các nhân tố trong mơ hình
STT Nhân tố Ký hiệu Tác động
Ý nghĩa thống
kê
1 Quy mô SIZE Cùng chiều 1%
2 Tăng trƣởng doanh thu SGROW Ngƣợc chiều 1% 3 Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản ROA Ngƣợc chiều 1% 4 Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách MB Ngƣợc chiều 1%
5 Địn bẩy tài chính LEV Cùng chiều 1%
6 Dòng tiền CFO Ngƣợc chiều 1%
(Nguồn: tác giả tự tổng hợp)
- Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mơ có tác động cùng chiều đến CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN, điều này là phù hợp với nghiên cứu của Fama và French (1993), Botosan & Plumlee, 2005, Farkhondeh Beigi, Mohsen Hosseini, Siavash Qodsi (2016).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy tăng trƣởng doanh thu có ảnh hƣởng ngƣợc chiều với CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN, điều này là hoàn tồn phù hợp với thực tế rằng một cơng ty có mức tăng trƣởng doanh thu cao sẽ có rủi ro vỡ nợ thấp, do đó chi phí sử dụng nợ giảm. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Bliss và Gul (2012).
- Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản có tác động ngƣợc chiều đến CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN. Trong nghiên cứu về CPSDV của mình, Dhaliwal và cộng sự (2008) cũng cho kết quả tƣơng tự, giải thích rằng các cơng ty có lợi nhuận cao sẽ có rủi ro vỡ nợ thấp, do đó CPSDV sẽ giảm.
- Nhân tố hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách có tác động ngƣợc chiều đến CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN. Trên thực tế, hệ số này càng cao cho thấy cơng ty có nhiều cơ hội tăng trƣởng, rủi ro vỡ nợ sẽ thấp, từ đó làm giảm chi phí sử dụng nợ của DN. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Dhaliwal và cộng sự (2008).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy địn bẩy tài chính ảnh hƣởng cùng chiều với CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN. Trên thực tế, đòn bẩy tài chính lớn cho thấy tỷ trọng nợ trên tổng vốn của DN lớn, hay mức vay nợ cao, tƣơng ứng với rủi ro trong trả nợ gốc, lãi của công ty càng cao, dẫn đến CPSDV cao. Kết quả này là phù hợp với tác giả Rajan (1994); Berger &Udell (2006); Fortin (2004).
- Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố dòng tiền ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến CPSDV của các công ty BĐS niêm yết trên TTCK VN. Điều này đƣợc giải thích rằng các cơng ty có dịng tiền dƣ thừa càng lớn sẽ càng có mức độ rủi ro phá sản, kiệt quệ tài chính thấp do đó chi phí sử dụng nợ sẽ thấp hơn. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Rajan (1994), Hooks (2003), Pittman và Fortin (2004), Hyytinen và Pajarinen (2007).
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Chƣơng 4 tác giả đã phân tích những nhân tố tác động đến CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN, tiến hành thu thập dữ liệu, phân tích thống kê mơ tả, thực hiện hồi quy, phân tích tƣơng quan, kết luận mơ hình phù hợp. Tác giả áp dụng các phƣơng pháp hồi quy trên dữ liệu bảng bao gồm OLS, FEM, REM, tiếp đó là phƣơng pháp GMM. Kết quả nghiên cứu cuối cùng dựa trên phƣơng pháp GMM cho thấy LNIR bị tác động bởi: Quy mô; Tăng trƣởng doanh thu; Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản; Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách; Địn bẩy tài chính; Dịng tiền. Trong đó có quy mơ, địn bẩy tài chính tác động cùng chiều với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN, riêng tăng trƣởng doanh thu; Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản; Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách; Dòng tiền tác động ngƣợc chiều đến CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Nghiên cứu tổng hợp đƣợc các lý luận liên quan đến CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN, phân tích trên cơ sở lý luận để tìm ra những nhân tố tác động đến CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN.
Đề tài nghiên cứu sử dụng mơ hình STATA để chỉ ra đƣợc những nhân tố tác động đến CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN. Từ đó đề xuất một số kiến nghị đến những nhân tố tác động nhằm giảm CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN. Kết quả nghiên cứu đạt đƣợc của đề tài đó là:
- Thứ nhất, tác giả đã xây dựng đƣợc mơ hình những nhân tố tác động đến
CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN gồm cả dạng định tính, định lƣợng. Kiểm định mức độ ảnh hƣởng những nhân tố này.
- Thứ hai, nghiên cứu này đã chỉ ra đƣợc 06 nhân tố tác động CPSDV của các
DN BĐS niêm yết trên TTCK VN, bao gồm: Quy mô; Tăng trƣởng doanh thu; Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản; Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách; Đòn bẩy tài chính; Dịng tiền. Trong đó có quy mơ, địn bẩy tài chính tác động cùng chiều với CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN, riêng tăng trƣởng doanh thu; Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản; Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách; Dòng tiền ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến CPSDV cho các DN thuộc nhóm ngành BĐS trên TTCK VN.
Bảng 5.1: Mức độ tác động của các nhân tố STT Nhân tố Tác động STT Nhân tố Tác động Mức độ tác động Thứ tự tác động I. Nhân tố tác động cùng chiều
1 Quy mô Cùng chiều 0.99 6
2 Địn bẩy tài chính Cùng chiều 2.82 4
II. Nhân tố tác động ngƣợc chiều
3 Tăng trƣởng doanh thu Ngƣợc chiều 3.17 3 4 Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản Ngƣợc chiều 7.61 1 5 Hệ số giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách Ngƣợc chiều 1.82 5
6 Dòng tiền Ngƣợc chiều 3.25 2
(Nguồn: tác giả tổng hợp)
5.2 Kiến nghị
Từ kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất các kiến nghị liên quan đến những nhân tố tác động đến CPSDV của các DN BĐS niêm yết trên TTCK VN nhƣ sau:
5.2.1 Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
Theo các bằng chứng thực tế cũng cho thấy, các DN có lợi nhuận cao vay nợ nhiều hơn, mua lại vốn cổ ph n nhiều hơn, giá trị sổ sách, giá trị thị trƣờng của vốn cổ ph n tăng lên. DN có lợi nhuận thấp hơn có khuynh hƣớng ít vay nợ, phát hành vốn cổ ph n. Trong các DN có lợi nhuận thấp thì có sự khác biệt giữa giá trị sổ sách, giá trị thị trƣờng của vốn cồ ph n.
Trong nghiên cứu này tác giả lại tìm ra mối quan hệ nghịch chiều giữa tỷ suất sinh lời với CPSDV của DN, do đó tác giả xin đƣa ra các kiến nghị liên quan đến nâng cao tỷ suất sinh lợi nhƣ:
- Đẩy nhanh đƣợc tốc độ tiêu thụ sản phẩm BĐS, tổ chức quản lý tốt để giảm thiểu chi phí, từ đó sẽ nâng cao lợi nhuận hoạt động kinh doanh.
- Đối với những DN có quy mơ, uy tín lớn thì có thể nghĩ đến phƣơng án phát hành trái phiếu ra thị trƣờng nƣớc ngồi. Khi đó, quy mơ DN sẽ tăng lên, chủ động đƣợc nguồn vốn, không bị phụ thuộc vào vốn vay, để có thể đ u tƣ mở rộng quy mô hoạt động, nâng cao năng lực kinh doanh, tiết kiệm chi phí, khi đó lợi nhuận sẽ tăng.
- Đối với các DN kinh doanh có rủi ro cao mà kết quả lợi nhuận khơng thực sự tốt thì DN nên sử dụng vốn cổ ph n nhiều hơn so với việc dùng vốn nợ nhằm tăng tính an tồn về tài chính.
- Đối với những DN làm ăn tốt, mang lại kết quả lợi nhuận nên tiếp cận nhiều nguồn vốn nợ từ các kênh huy động để mở rộng quy mô hoạt động kinh doanh, tạo cơ hội tăng tốc cho DN.
5.2.2 Dòng tiền
Kiểm sốt dịng tiền trong hoạt động kinh doanh giúp công ty ổn định, tăng trƣởng tốt hơn, đồng thời huy động vốn với chi phí thấp hơn, có đƣợc cơ cấu vốn phù hợp hơn. Tuy nhiên, c n xem xét dòng tiền của DN trên các chỉ tiêu khác để có thể đánh giá tổng quan hơn, chẳng hạn nhƣ khả năng thanh toán nhanh của DN. Trƣờng hợp ngành BĐS có lƣợng hàng tồn kho lớn làm cho tỷ lệ thanh toán hiện hành cao nhƣng vẫn gặp rủi ro thanh khoản, ảnh hƣởng đến dòng tiền của đơn vị. Bên cạnh đó c n đánh giá chi tiết ngành để thể hiện đƣợc tính đặc thù của từng ngành ảnh hƣởng đến dòng tiền của DN nhƣ thế nào, từ đó góp ph n đảm bảo xây dựng cơ cấu vốn hợp lý, cũng nhƣ dòng tiền phù hợp trong DN.
5.2.3 Tăng trƣởng doanh thu
Kết quả nghiên cứu cho thấy tốc độ tăng trƣởng có quan hệ nghịch chiều với CPSDV của DN BĐS niêm yết trên TTCK VN. Một trong những điểm yếu thể hiện