Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy

CHƢƠNG 4 : NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.2 Kết quả nghiên cứu:

4.2.3 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy

● Lựa chọn giữa FEM và Pooled (Kiểm định Likelihood)

Khi tiến hành kiểm tra để lựa chọn giữa mơ hình hồi quy OLS thơng thường (Pooled regression) và mơ hình tác động cố định FEM, bộ dữ liệu tỏ ra phù hợp với mơ hình FEM.

Để thực hiện kiểm định này ta tiến hành đặt giả thuyết. Giả thuyết Ho: Lựa chọn mơ hình Pooled regression Giả thuyết H1: Lựa chọn mơ hình FEM

Bảng 4.6: Kết quả lựa chọn giữa FEM và Pooled ♦ Mơ hình 1: Tồn bộ mẫu cơng ty cổ phần niêm yết ♦ Mơ hình 1: Tồn bộ mẫu cơng ty cổ phần niêm yết

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

Mktbook 0.0089255 0.0087564 1.02 0.309 -0.0082753 0.0261263 Cflow 0.1574435 0.0530094 2.97 0.003 0.0533135 0.2615735 Size 0.0126323 0.0125487 1.01 0.315 -0.0120179 0.0372824 Nwc -0.1304779 0.0115057 -11.34 0 -0.1530794 -0.1078764 Leverage -0.0188275 0.0422628 -0.45 0.656 -0.1018471 0.0641922 Capex 0.0438641 0.0301637 1.45 0.146 -0.0153884 0.1031166 Divdum 0.0096322 0.0087813 1.1 0.273 -0.0076176 0.026882 Risk 0.2640864 0.059252 4.46 0 0.1476937 0.380479 _cons -0.0958874 0.1607046 -0.6 0.551 -0.4115701 0.2197954 sigma_u 0.07413767 sigma_e 0.06259443

rho 0.58382484 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(136, 540) = 5.19 Prob > F = 0.0000

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 mơ hình trên, cho thấy kết quả Prob = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy đối với mẫu dữ liệu lựa chọn mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình Pooled.

♦ Mơ hình 2: Cơng ty Cổ phần Nhà nước

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

Mktbook -0.00282 0.0144104 -0.2 0.845 -0.0313032 0.0256632 Cflow 0.1278566 0.0804575 1.5 0.114 -0.0311738 0.2868869 Size 0.0205295 0.0226169 0.91 0.366 -0.0241745 0.0652336 Nwc -0.4395462 0.03374 -13.03 0.000 -0.5062359 -0.3728566 Leverage -0.4010411 0.0732435 -5.48 0.000 -0.5458123 -0.2562699 Capex -0.0249313 0.0427105 -0.58 0.560 -0.1093518 0.0594893 Divdum 0.0106339 0.0139453 0.76 0.447 -0.0169300 0.0381978 Risk 0.2304238 0.1287802 1.79 0.076 -0.0241200 0.4849676 _cons 0.0044178 0.2888363 0.02 0.988 -0.5664880 0.5753245 sigma_u 0.0773468 sigma_e 0.04946016

Rho 0.70976967 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(37, 144) = 7.04 Prob > F = 0.0000

♦ Mơ hình 3: Cơng ty Cổ phần Tư nhân

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

Mktbook 0.0134597 0.0098479 1.37 0.172 -0.0059023 0.0328217 Cflow 0.1292767 0.0628416 2.06 0.04 0.0057239 0.2528294 Size 0.0064766 0.0139605 0.46 0.643 -0.0209711 0.0339242 Nwc -0.1054271 0.011793 -8.94 0 -0.1286133 -0.0822409 Leverage 0.0628992 0.0469442 1.34 0.181 -0.0293977 0.1551961 Capex 0.0596456 0.0360785 1.65 0.099 -0.0112881 0.1305794 Divdum 0.0095004 0.0100348 0.95 0.344 -0.010229 0.0292299 Risk 0.2796479 0.0645792 4.33 0 0.1526789 0.4066168 _cons -0.0633877 0.1796005 -0.35 0.724 -0.4164997 0.2897243 sigma_u 0.07357248 sigma_e 0.06158598

Rho 0.58799274 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(98, 388) = 4.98 Prob > F = 0.0000

● Lựa chọn giữa FEM và REM dựa trên nền tảng Hausman

Tác giả tiếp tục lựa chọn mơ hình phù hợp với bộ dữ liệu dựa trên nền tảng kiểm định Hausman, kiểm định Hausman test được dùng để phân biệt giữa mơ hình tác động cố định (FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM).

Bảng 4.7: Kết quả lựa chọn giữa FEM và REM dựa trên nền tảng Hausman test ♦ Mơ hình 1: Tồn bộ mẫu cơng ty cổ phần niêm yết

Coefficients (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. (b) fe (B) re Mktbook 0.0089255 0.0096463 -0.0007208 0.003946 Cflow 0.1574435 0.169449 -0.0120055 0.0167115 Size 0.0126323 0.0018635 0.0107688 0.0119534 Nwc -0.1304779 -0.1363792 0.0059013 0.0046332 Leverage -0.0188275 -0.1062161 0.0873886 0.0354346 Capex 0.0438641 0.0164618 0.0274023 0.0072945 Divdum 0.0096322 0.0193187 -0.0096865 0.0035837 Risk 0.2640864 0.2007412 0.0633452 0.0262646

b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 43.13

Prob>chi2 = 0.0000

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả Prob = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy đối với mẫu dữ liệu lựa chọn mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM.

♦ Kết quả chạy lại mơ hình 1 bằng phương pháp ước lượng FEM như sau:

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

rho 0.58382484 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(136, 540) = 5.19 Prob > F = 0.0000 ♦ Mơ hình 2: Cơng ty Cổ phần Nhà nước

Coefficients (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. (b) fe (B) re Mktbook -0.00282 -0.0062225 0.0034025 0.0046704 Cflow 0.1278566 0.1457672 -0.0179106 0.0304753 Size 0.0205295 0.0021517 0.0183779 0.0214673 Nwc -0.4395462 -0.4082877 -0.0312585 0.016729 Leverage -0.4010411 -0.2580438 -0.1429973 0.0612326 Capex -0.0249313 -0.0425454 0.0176141 0.0109572 Divdum 0.0106339 0.0147119 -0.004078 0.0045386 Risk 0.2304238 0.1855806 0.0448432 0.0650355

b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.10

Prob>chi2 = 0.0572

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0572 > α = 0.05. Suy ra, chấp nhận giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy đối với mẫu dữ

♦ Kết quả chạy lại mơ hình 2 bằng phương pháp ước lượng REM như sau: Random-effects GLS regression Number of obs = 190

Group variable: firm Number of groups = 38 R-sq: within = 0.5954 Obs per group: min = 5 between = 0.6733 avg = 5.0

overall = 0.6396 max = 5

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(8) = 274.69 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

Mktbook -0.0062225 0.0136326 -0.46 0.648 -0.0329419 0.0204968 Cflow 0.1457672 0.0744625 1.96 0.05 -0.0001767 0.2917111 Size 0.0021517 0.0071189 0.3 0.762 -0.0118011 0.0161045 Nwc -0.4082877 0.0293006 -13.93 0 -0.4657159 -0.3508596 Leverage -0.2580438 0.0401892 -6.42 0 -0.3368132 -0.1792744 Capex -0.0425454 0.0412811 -1.03 0.303 -0.1234548 0.0383641 Divdum 0.0147119 0.0131861 1.12 0.265 -0.0111323 0.0405561 Risk 0.1855806 0.1111518 1.67 0.095 -0.032273 0.4034342 _cons 0.1732556 0.0902896 1.92 0.055 -0.0037087 0.3502199 sigma_u 0.05723018 sigma_e 0.04946016

rho 0.57244358 (fraction of variance due to u_i)

♦ Mơ hình 3: Cơng ty Cổ phần Tư nhân

Coefficients (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. (b) fe (B) re Mktbook 0.0134597 0.0127105 0.0007492 0.0045483 Cflow 0.1292767 0.1534466 -0.0241699 0.0172936 Size 0.0064766 0.00039 0.0060865 0.0132533 Nwc -0.1054271 -0.1052934 -0.0001337 0.0042588 Leverage 0.0628992 -0.0472174 0.1101167 0.0387279 Capex 0.0596456 0.0324199 0.0272257 0.006663 Divdum 0.0095004 0.0229638 -0.0134633 0.0041179 Risk 0.2796479 0.2189972 0.0606507 0.0294788

b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 65.42 Prob>chi2 = 0.0000

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy đối với mẫu dữ liệu lựa chọn mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình REM.

♦ Kết quả chạy lại mơ hình 3 bằng phương pháp ước lượng FEM như sau:

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

rho 0.58799274 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(98, 388) = 4.98 Prob > F = 0.0000

4.2.4 Kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan của mơ hình

Sau khi chọn được mơ hình hồi quy phù hợp tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày sau đây: ♦ Mơ hình 1: Tồn bộ Công ty cổ phần niêm yết

Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

chi2 (137) = 2.3e+05

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình 1.

Kiểm tra hiện tượng tự tương quan:

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

F( 1, 136) = 48.991

Prob > F = 0.0000

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mơ hình 1.

♦ Mơ hình 2: Cơng ty cổ phần nhà nƣớc

Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects cash[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t]

Estimated results: Var sd = sqrt(Var) ---------+----------------------------- cash .0148113 .1217015 e .0024463 .0494602 u .0032753 .0572302 Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 94.47 Prob > chi2 = 0.0000

Kiểm tra hiện tượng tự tương quan:

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

F( 1, 37) = 47.893

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mơ hình 2.

♦ Mơ hình 3: Cơng ty Cổ phần Tƣ nhân

Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (99) = 2.8e+05

Prob>chi2 = 0.0000

Kiểm tra hiện tượng tự tương quan:

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

F( 1, 98) = 42.214

Prob > F = 0.0000

Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mơ hình 3.

4.2.5 Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hƣởng đến nắm giữ tiền của DN

Sau khi xem xét hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giữa các phần dư, tác giả nhận thấy trong mơ hình vừa tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi vừa tồn tại hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư với nhau. Theo nghiên cứu của

Wooldrigge (2002), cho rằng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát

GLS (Generalized Least Squares) sẽ là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mơ hình, vì phương pháp này sẽ khắc phục được hiện tượng tự tương

quan giữa phần dư giữa các biến và hiện tượng phương sai thay đổi. Kết quả khắc phục khuyết tật của mơ hình được trình bày ở Phụ lục 9.

Kết quả hồi quy mơ hình sau khi dùng phương pháp ước lượng GLS đã kiểm soát phương sai thay đổi và tự tương quan cho mơ hình FEM như sau:

♦ Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hƣởng đến nắm giữ tiền CTCP niêm yết Bảng 4.8 Kết quả hồi quy CTCP niêm yết

Cash Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

Mktbook -0.0007864 0.0052702 -0.15 0.881 -0.0111157 0.0095429 Cflow 0.1975958 0.0346907 5.70 0.000 0.1296033 0.2655883 Size -0.0002243 0.0018259 -0.12 0.902 -0.0038030 0.0033543 Nwc -0.2370871 0.0117188 -20.23 0.000 -0.2600555 -0.2141187 Leverage -0.1211435 0.0120849 -10.02 0.000 -0.1448295 -0.0974576 Capex -0.0345580 0.0157761 -2.19 0.028 -0.0654786 -0.0036375 Divdum 0.0141129 0.0040583 3.48 0.001 0.0061587 0.0220671 Risk 0.2484770 0.0414646 5.99 0.000 0.1672080 0.3297461 _cons 0.1186214 0.0239064 4.96 0.000 0.0717657 0.1654771

Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 với mẫu gồm 685 quan sát của 137 công ty

Kết quả hồi quy mơ hình 1 cho thấy, mối tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ dòng tiền với tỷ lệ nắm giữ tiền mặt có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, tỷ lệ dòng tiền tăng lên 1 đơn vị làm cho tỷ lệ nắm giữ tiền mặt tăng lên 0.1976 đơn vị.

Vốn luân chuyển thuần tác động ngược chiều lên tỷ lệ tiền mặt có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, vốn luân chuyển thuần tăng lên 1 đơn vị làm cho tỷ lệ tiền mặt giảm 0.2371 đơn vị; Tương tự địn bẩy tài chính và chi tiêu vốn đầu tư tác động ngược chiều lên tỷ lệ tiền mặt có ý nghĩa thống kê 5%; địn bẩy tăng lên 1 đơn vị làm cho tỷ lệ nắm tiền mặt giảm 0.1211 đơn vị trong khi đó chi tiêu vốn đầu tư tăng lên 1 đơn vị làm cho tỷ lệ tiền mặt giảm 0.0346 đơn vị.

Việc chi trả cổ tức và độ biến động dịng tiền có tác động cùng chiều với tỷ lệ nắm giữ tiền của doanh nghiệp, chi trả cổ tức tăng lên 1 đơn vị làm cho tỷ lệ nắm giữ

tiền mặt tăng lên 0.0141 đơn vị so với việc không chi trả cổ tức cho cổ đơng và độ biến động dịng tiền tăng lên 1 đơn vị cũng làm tỷ lệ tiền mặt tăng lên 0.2485 đơn vị.

Riêng biến tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản và biến quy mơ doanh nghiệp chưa có ý nghĩa thống kê nên khơng giải thích được tác động của tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách và quy mô doanh nghiệp tác động đến mức nắm giữ tiền của công ty cổ phần niêm yết Việt Nam trong giai đoạn 2009 – 2013 như thế nào.

Hệ số tỷ lệ dòng tiền trên tổng tài sản là đồng biến với nắm giữ tiền như mong đợi phù hợp với kỳ vọng của tác giả như vậy trong giai đoạn 2009 – 2013, các doanh nghiệp có tỷ lệ dịng tiền trên tổng tài sản càng cao tích lũy càng nhiều tiền. Kết quả này là phù hợp với quan điểm của Thuyết trật tự phân hạng nhưng trái với quan điểm của Lý thuyết đánh đổi. Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu của Opler (1999), Ferreira và Vilela (2004), Anand, Varaiya và Thenmozhi (2012) và Bates (2009) đều đưa ra bằng chứng về mối quan hệ đồng biến giữa dòng tiền và nắm giữ tiền mặt. Như vậy, trong giai đoạn 2009 -2013, các doanh nghiệp Việt Nam sẽ đặt một mức ưu tiên nào đó cho dịng tiền, điều này là phù hợp vì trong giai đoạn chịu ảnh hưởng nặng nề của cuộc khủng hoảng tài chính cuối năm 2008 các doanh nghiệp làm ăn khó khăn, lợi nhuận sụt giảm mạnh khiến cho dịng tiền đi vào doanh nghiệp cũng sụt giảm. Do dòng tiền sụt giảm nên dòng tiền hoạt động hiện tại không đủ để tài trợ cho đầu tư mới bắt buộc doanh nghiệp phải dùng tiền tích lũy cho đầu tư.

Hệ số của vốn luân chuyển thuần thể hiện mối quan hệ nghịch biến với nắm giữ tiền. Điều này phù hợp với quan điểm của Thuyết đánh đổi. Bằng chứng này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của nghiên cứu của Bates (2009) và Opler (1999). Điều này cho thấy khi nắm giữ tiền mặt tăng thì các doanh nghiệp giảm các khoản phải thu và hàng tồn kho vì trong mỗi chu kỳ vốn luân chuyển sẽ chuyển hóa qua các dạng từ tiền mặt đến hàng tồn kho, các khoản phải thu và trở về hình thể cơ bản ban

Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy

Tóm lƣợc kết quả nghiên cứu

Các biến và giả thuyết nghiên cứu