Kiểm định các tham số và mơ hình - : KẾT QUẢ NGHIÊ- 123docz.net

CHƯƠNG IV : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

4.2 Kiểm định các tham số và mơ hình

4.2.1 Kiểm định mối quan hệ đơn biến giữa các biến số trong mẫu dữ liệu

Trước khi đi vào hồi quy, tác giả sẽ thực hiện kiểm định hệ số tương quan đơn biến giữa các biến số trong mơ hình hồi quy. Kết quả được thể hiện trong bảng 4.6 như sau:

Bảng 4.6: Tương quan Pearson – mối quan hệ đơn biến giữa các biến số

TD ASSET LSIZE PROF AGE LRISK LIQ FUND

TD 1 ASSET -0,020 1 (0,740) LSIZE 0,255*** 0,032 1 (0,000) (0,595) PROF 0,110* 0,112 -0,005 1 (0,069) (0,065) (0,932) AGE 0,112* 0,014 0,219 0,067 1 (0,066) (0,814) (0,000) (0,274) LRISK 0,047 0,011 0,094 -0,011 0,089 1 (0,445) (0,862) (0,122) (0,851) (0,145) LIQ 0,198*** -0,199 -0,024 -0,002 0,138 0,068 1 (0,001) (0,001) (0,699) (0,969) (0,023) (0,262) FUND -0,335*** 0,104 -0,276 0,029 -0,131 0,004 -0,113 1 (0,000) (0,087) (0,000) (0,637) (0,030) (0,952) (0,063)

Ghi chú: Các giá trị trong dấu ngoặc đơn () là các giá trị p-value. *, **, ***: thể hiện có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%.

Kết quả kiểm định tương quan đơn biến giữa các biến số cho thấy: Các biến số log của quy mô doanh thu (LSIZE), lợi nhuận (PROF), tuổi của doanh nghiệp – số năm hoạt động của doanh nghiệp (AGE) và tính thanh khoản (LIQ) đều có tương quan dương có ý nghĩa thống kê với cấu trúc vốn; khả năng tự tài trợ của công ty (FUND) có tương quan âm với cấu trúc vốn; Trong khi cấu trúc tài sản (ASSET) và log của rủi ro kinh doanh (LRISK) khơng có tương quan đơn biến với cấu trúc vốn doanh nghiệp.

4.2.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Kết quả kiểm tra hiê ̣n tượng đa cô ̣ng tuyến thông qua hê ̣ số phóng đa ̣i phương sai VIF (chi tiết trong phụ lục) cho thấy, hệ số phóng đại phương sai VIF

của các biến trong mơ hình đều nhỏ hơn 10, theo Hoàng Tro ̣ng & Chu Nguyễn Mô ̣ng Ngo ̣c (2008, tr.252), chứng tỏ các nhân tố đô ̣c lâ ̣p không có quan hê ̣ chă ̣t chẽ với nhau nên không xảy ra hiê ̣n tượng đa cơ ̣ng tún.

4.3 Phân tích kết quả hồi quy 4.3.1 Kết quả hồi quy

Sau đây bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp xây dựng trong mẫu dữ liệu ở Kiên Giang trong năm 2015 và đồng thời, bài nghiên cứu sẽ tiến hành tiến hành kiểm định các giả thuyết của các mơ hình hồi quy. Bảng 4.7 trình bày kết quả hồi quy đa biến tác động của các biến số đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp xây dựng bằng phương pháp bình phương tối thiểu thơng thường(OLS):

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy

Biến độc lập

Biến phụ thuộc: TD

Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị p Hằng số -1,655 0,245 ASSET 0,323 0,024 0,680 LSIZE 0,351 0,182 0,002 PROF 3,045 0,117 0,038 AGE 0,002 0,002 0,969 LRISK 0,131 0,019 0,731 LIQ 0,234 0,175 0,003 FUND -1,787 -0,271 0,000 Số quan sát 272 R2 0,431 Thống kê Durbin-Watson 1,918 Nguồn: Tác giả tổng hợp Ghi chú: Các ký hiệu trong bảng kết quả hồi quy tương ứng với các biến số như sau: TD: Cấu trúc vốn của doanh nghiệp; ASSET: Cấu trúc tài sản của doanh

doanh nghiệp; RISK: Rủi ro kinh doanh; LIQ: Tính thanh khoản của doanh nghiệp; FUND: Khả năng tự tài trợ của doanh nghiệp

Ký hiệu: L là kí hiệu của logarith. *, **, ***: thể hiện có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%.

Bảng 4.6 thể hiện kết quả hồi quy đa biến của các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn các doanh nghiệp xây dựng. Kết quả hồi quy cho thấy:

Hệ số LSIZE = 0,351 và có ý nghĩa thống kê cao, giá trị p là 0,002. Điều này có nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi quy mô doanh thu của các doanh nghiệp tăng (giảm) 1% thì mức độ sử dụng nợ so với vốn cổ phần của các công ty sẽ tăng (giảm) 0,351%.

Hệ số PROF = 3,045 và cũng là biến có ý nghĩa thống kê, giá trị p là 0,038. Điều này nói lên rằng khi các yếu tố khác khơng đổi thì lợi nhuận trên tổng tài sản của cơng ty tăng (giảm)1% thì mức độ sử dụng nợ so với vốn cổ phần của công ty sẽ tăng(giảm) 3,045%.

Hệ số LIQ = 0,234 và có ý nghĩa thống kê cao, giá trị p là 0,003. Điều này cho thấy rằng khi các yếu tố khác khơng đổi thì mức độ thanh khoản trong ngắn hạn của công ty tốt hơn 1%, các cơng ty sẽ có xu hướng tăng sử dụng nợ so với vốn cổ phần là 0,234%. Nói cách khác, mức độ thanh khoản trong ngắn hạn của công ty tốt hơn sẽ khuyến khích các cơng ty gia tăng sử dụng thêm nợ vay trong cấu trúc vốn của mình.

Hệ số FUND = -1,787 có ý nghĩa thống kê cao, giá trị của p là 0,000. Điều này nói lên rằng trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi khả năng tự tài trợ bằng vốn cổ phần trên tổng tài sản của các cơng ty tăng(giảm) 1% thì cấu trúc vốn của các cơng ty sẽ giảm(tăng) sử dụng nợ so với vốn cổ phần là 1,787%.

Ngồi những biến có ý nghĩa thống kê vừa kể trên thì vẫn có có các biến trong mơ hình khơng có ý nghĩa thống kê như: ASSET, AGE và LRISK. Để đảm bảo tính vững chắc cho kết luận về các biến khơng có ý nghĩa thống kê, tác giả tiến

hành thực hiện thêm phần hồi quy từng bước (Stepwise Regression) và kết quả(bảng 4.8) cũng cho thấy rằng 03 biến vừa kể trên đều khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Điều này có nghĩa chưa thể kết luận về tác động của cấu trúc tài sản, tuổi của doanh nghiệp và rủi ro kinh doanh đến cấu trúc vốn của các công ty xây dựng ở Kiên Giang.

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mơ hình từng bước (Stepwise) về việc loại bỏ 03 biến số ASSET, AGE và LRISK khỏi mơ hình hồi quy

Excluded Variablese Model Beta In T Sig. Partial Correlation Collinearity Statistics Tolerance 1 ASSET 0,015a 0,257 0,797 0,016 0,989 LSIZE 0,176a 2,998 0,003 0,180 0,924 PROF 0,120a 2,107 0,036 0,127 0,999 AGE 0,069a 1,193 0,234 0,073 0,983 LRISK 0,048a 0,833 0,406 0,051 1,000 LIQ 0,163a 2,853 0,005 0,171 0,987 2 ASSET 0,004b 0,070 0,945 0,004 0,985 PROF 0,120b 2,129 0,034 0,129 0,999 AGE 0,038b 0,647 0,518 0,039 0,947 LRISK 0,031b 0,551 0,582 0,034 0,990 LIQ 0,173b 3,082 0,002 0,185 0,984 3 ASSET 0,038c 0,657 0,512 0,040 0,951 PROF 0,119c 2,160 0,032 0,131 0,999 AGE 0,013c 0,231 0,818 0,014 0,928 LRISK 0,018c 0,329 0,742 0,020 0,985 4 ASSET 0,024d 0,422 0,673 0,026 0,939 AGE 0,004d 0,077 0,939 0,005 0,924 LRISK 0,020d 0,357 0,721 0,022 0,984

a. Predictors in the Model: (Constant), FUND

b. Predictors in the Model: (Constant), FUND, LSIZE c. Predictors in the Model: (Constant), FUND, LSIZE, LIQ

d. Predictors in the Model: (Constant), FUND, LSIZE, LIQ, PROF e. Dependent Variable: TD

4.2.2 Kiểm định tính phù hợp của mơ hình

Bảng 4.9: Kiểm định về độ phù hợp chung của mơ hình

Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 445,424 7 63,632 8,597 0,000 Phần dư 1954,062 264 7,402 Tổng 2399,486 271 Nguồn: Tác giả tổng hợp Ghi chú: Giả thuyết H0: Mơ hình hồi quy khơng có ý nghĩa (mơ hình hồi quy không phù

hợp)

Với mức ý nghĩa thống kê 10%, kết quả kiểm định về mức độ phù hợp chung của mơ hình cho thấy bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa thống kê rất cao (p- value đều là 0,000). Điều này cho thấy, mơ hình hồi quy nhìn chung là có ý nghĩa.

Kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Kết quả thống kê Durbin-Watson từ mơ hình hồi quy là 1,918. Hệ số này nằm trong khoảng từ 1 đến 3 nên có thể kết luận rằng: Không nghi ngờ có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình hồi quy. Điều này cho thấy, các sai lệch (phần dư) trong mẫu khảo sát của mơ hình hồi quy là độc lập với nhau

Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

Để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi, tác giả lấy phần dư chưa chuẩn hóa của mơ hình hồi quy với các biến độc lập trong mơ hình (gọi là mơ hình hồi quy phụ). Nếu các hệ số hồi quy của mơ hình hồi quy phụ đồng thời bằng 0, điều này cho thấy khơng có mối quan hệ giữa phần dư chưa chuẩn hóa của mơ hình hồi quy với các biến độc lập trong mơ hình. Khi đó, mơ hình sẽ khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi

Bảng 4.10 đưa ra kết quả hồi quy của mô hình hồi quy phụ giữa phần dư chưa chuẩn hóa và các biến độc lập trong mơ hình hồi quy như sau:

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy phụ để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi

Model Unstandardized Coefficients

Giá trị P Hệ số Sai số 1 (Constant) 6.302E-16 1.420 1.000 ASSET 0.000 .784 1.000 LSIZE 0.000 .114 1.000 PROF 0.000 1.460 1.000 AGE 0.000 .059 1.000 LRISK 0.000 .381 1.000 LIQ 0.000 .077 1.000 FUND 0.000 .387 1.000 Nguồn: Tác giả tổng hợp

Ghi chú: Giả thuyết H0: Các hệ số đồng thời bằng 0 (mơ hình khơng bị hiện tượng

phương sai thay đổi).

Kết quả hồi quy của mơ hình hồi quy phụ cho thấy các hệ số của các biến độc lập trong mơ hình đồng thời bằng 0. Điều này cho thấy khơng có mối quan hệ giữa các hệ số của biến độc lập với phần dư của mơ hình. Nói cách khác, mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.

Kiểm tra phân phối chuẩn phần dư

Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do: sử du ̣ng mô hình không đúng, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vâ ̣y, chúng ta nên thực hiê ̣n nhiều cách khảo sát khác nhau. Mô ̣t cách đơn giản nhất là xây dựng biểu đồ tần số của phần dư” (Hoàng Tro ̣ng & Chu Nguyễn Mộng Ngo ̣c, 2008, tr.228). Trong nghiên cứu này, tác giả sử du ̣ng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot.

Biểu đồ 5a: Biểu đồ tần số Histogram Biểu đồ 5b: Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot

Giá tri ̣ trung bình rất nhỏ gần bằng 0 (Mean= 2,62E-17) và đô ̣ lê ̣ch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std. Dev = 0,987) nên giả thiết phân phối chuẩn không bi ̣ vi pha ̣m

Các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vo ̣ng nên giả thiết phân phối chuẩn không bi ̣ vi pha ̣m

Nguồn: Tác giả xử lý trên phần mềm SPSS.

4.4 Thảo luận các kết quả nghiên cứu

Từ các kết quả nghiên cứu trên, tác giả có thể đưa ra kết luận về một số nhân tố có tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp xây dựng ở Kiên Giang như sau:

4.4.1 Yếu tố quy mô công ty

Quy mơ doanh thu cơng ty có ý nghĩa thống kê tác động cùng chiều đến mức độ sử dụng nợ của các công ty trong ngành xây dựng ở Kiên Giang. Điều này có thể

được giải thích theo lý thuyết đánh đổi như sau: Các doanh nghiệp quy mô doanh thu gia tăng là đang gia tăng vị thế trong ngành. Khi đó, các doanh nghiệp có quy mơ càng lớn càng có khả năng tiếp cận các nguồn tài trợ từ bên ngồi, vì vậy nên các doanh nghiệp có quy mơ lớn thường có xu hướng giữ nguồn lợi nhuận chưa phân phối ít hơn các cơng ty khó tiếp cận với nguồn vốn vay và để tối đa hóa giá trị cơng ty hay của những người chủ sở hữu, các cơng ty có quy mơ lớn hơn sẽ tiếp tục gia tăng nợ vay của mình.

4.4.2 Yếu tố về lợi nhuận

Lợi nhuận có ý nghĩa thống kê tác động cùng chiều đến mức độ sử dụng nợ của các công ty trong ngành xây dựng ở Kiên Giang. Điều này có thể được giải thích theo lý thuyết đánh đổi: Khi lợi nhuận công ty tăng lên, khả năng các doanh nghiệp có thể đáp ứng các nghĩa vụ nợ sẽ gia tăng. Điều này sẽ khuyến khích các doanh nghiệp xây dựng vay nợ vì việc sử dụng nợ sẽ thu được nhiều lợi ích từ tấm chắn thuế hơn so với vốn cổ phần, từ đó sẽ giúp gia tăng lợi ích cho các cổ đơng.

4.4.3 Yếu tố tính thanh khoản

Biến số chỉ số thanh tốn hiện hành có tác động cùng chiều đến cấu trúc vốn, tức là khi tài sản ngắn hạn đảm bảo cho các khoản nợ ngắn hạn tăng lên thì các công ty sẽ gia tăng tỷ lệ nợ trong cấu trúc vốn. Điều này cho thấy việc cải thiện chỉ số thanh toán hiện hành ở các cơng ty sẽ khuyến khích gia tăng thêm nợ vay trong cấu trúc vốn. Theo lý thuyết đánh đổi, trong ngắn hạn, các công ty sẽ gia tăng giá trị công ty và lợi ích của các cổ đông khi sử dụng nợ vay vì việc sử dụng nợ vay sẽ giúp các công ty được hưởng lợi từ tấm chắn thuế. Các công ty trong lĩnh vực xây dựng ở Kiên Giang nhìn chung là các cơng ty nhỏ, chưa được niêm yết trên sàn chứng khốn nên lợi ích từ tấm chắn thuế sẽ lớn hơn nhiều so với chi phí kiệt quệ tài chính do vay nợ gây ra.

4.4.4 Yếu tố khả năng tự tài trợ

Khả năng tự tài trợ của cơng ty có tác động ngược chiều với việc sử dụng nợ vay. Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các cơng ty sẽ có xu hướng ưu tiên giữ lại lợi nhuận để chờ đợi các cơ hội đầu tư trong tương lai. Ngoài ra, việc sử dụng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cũng sẽ gia tăng tính bảo mật thơng tin của công ty về các cơ hội đầu tư. Do đó, sự gia tăng trong vốn cổ phần (do gia tăng lợi nhuận giữ lại) sẽ khuyến khích các cơng ty giảm tỷ lệ nợ trong cấu trúc vốn của mình.

Tóm tắt chương

Đặc điểm về mẫu khảo sát gồm: 272 DN, đa số chủ sở hữu là nam giới chiếm 81,3% trong mẫu; về hình thức sở hữu chủ yếu là tư nhân: Công ty TNHH chiếm 57,4% và DNTN chiếm 33,1% , các hình thức sở hữu khác không đáng kể; Ngành nghề kinh doanh chủ yếu gồm bốn loại: XD nhà các loại 139 DN; XD cơng trình dân dụng 62 DN, XD cơng trình chun dụng 22 DN và thương mại trong XD 49 DN.

Kết quả thống kê cho thấy: Các DN xây dựng ở Kiên Giang có xu hướng sử

dụng nợ vay nhiều hơn so với vốn cổ phẩn; Các DN có giá trị tài sản chênh lệch nhau rất lớn dao động trong mức 87,6%-0(hết giá trị khấu hao); Tuổi của DN có doanh nghiệp hoạt động lâu nhất là 17 năm và cũng có doanh nghiệp mới tham gia hoạt động năm 2015; Quyết định sử dụng nguồn vốn giữ lại của doanh nghệp để đầu tư tài sản của doanh nghiệp là 69% vốn cổ phần; về hình thức sử dụng nợ các doanh nghiệp chủ yếu sử dụng nợ dài hạn; Rủi ro trong kinh doanh và quy mô công ty biến động chênh lệch lớn(đơn vị triệu đồng), nên tác giả lấy logarith của các chuỗi dữ liệu này nhằm làm giảm sự biến động các chuỗi dữ liệu này.

Kết quả kiểm định tương quan đơn biến giữa các biến số: Các biến số log

của quy mô doanh thu (LSIZE), lợi nhuận (PROF), tuổi của doanh nghiệp – số năm hoạt động của doanh nghiệp (AGE) và tính thanh khoản (LIQ) đều có tương quan dương có ý nghĩa thống kê với cấu trúc vốn; khả năng tự tài trợ của công ty

log của rủi ro kinh doanh (LRISK) khơng có tương quan đơn biến với cấu trúc vốn doanh nghiệp. Cá c nhân tố độc lập không có quan hê ̣ chặt chẽ với nhau nên không xảy ra hiê ̣n tượng đa cợng tún.

Kết quả hồi quy: Mơ hình hồi quy không bị hiện tượng phương sai thay đổi.

Tác giả chạy hồi quy bằng phương pháp OLS, với mẫu dữ liệu khảo sát năm 2015: Các nhân tố tác động cùng chiều đến cấu trúc vốn của DN là:Quy mô doanh nghiệp, nhân tố lợi nhuận và tính thanh khoản của doanh nghiệp; Trong khi, khả năng tự tài trợ cho tài sản của doanh nghiệp có tác động ngược chiều với cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Kết quả về chiều hướng tác động(dấu các nhân tố) đúng như kỳ vọng của tác giả đã đề cập ở chương 3. Các nhân tố còn lại như tuổi, cấu trúc tài sản, rủi ro kinh doanh không tác động đến cấu trúc vốn của DN.

CHƯƠNG V: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

5.1 Kết luận