Tác động của các biến độc lập đến tỷ lệ nợ dài hạn

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.3. Mơ hình hồi quy

4.3.2. Tác động của các biến độc lập đến tỷ lệ nợ dài hạn

4.3.2.1. Mơ hình hồi quy:

(4.2) LD = β0 + β1 (ROA) + β2 (P/E) + β3 (SIZE) + β4 (DIV) + εi

Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy tổng thể các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ dài hạn trên vốn chủ sở hữu như sau:

Bảng 4.5: Tác động của các biến độc lập đến tỷ lệ nợ dài hạn

Dependent Variable: LD Method: Least Squares Sample: 1 350

Included observations: 350

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.476801 0.083440 -5.714300 0.0000

ROA -0.336298 0.070092 -4.797968 0.0000

P/E -0.000220 0.000361 -0.609657 0.5425

SIZE 0.045094 0.006021 7.489047 0.0000

DIV -0.018118 0.010234 -1.770474 0.0775

R-squared 0.195362 Mean dependent var 0.090873

Adjusted R-squared 0.186033 S.D. dependent var 0.143636

S.E. of regression 0.129589 Akaike info criterion -1.234721

Sum squared resid 5.793658 Schwarz criterion -1.179607

Log likelihood 221.0761 F-statistic 20.94108

Durbin-Watson stat 2.130245 Prob(F-statistic) 0.000000

- 27 -

Từ Bảng 4.5 ta cĩ phương trình hồi quy tổng thể của nợ dài hạn:

LD = - 0.4768 – 0.3363(ROA) – 0.0002(P/E) + 0.0451(SIZE) - 0.0181(DIV) + εi

Chỉ số R2

= 0.1954 cho biết 19,54% biến thiên của tỷ lệ nợ dài hạn cĩ thể được giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính giữa biến LD và bốn biến độc lập. Chỉ số này tương đối thấp nên mức độ tương quan giữa biến LD với các biến độc lập khá thấp.

4.3.2.2. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy:

Giả thiết: H0: β1 = β2 = β3 = β4 = 0  Khơng chọn mơ hình (4.2).

Tính tốn bằng phần mềm Eview 4.0 kết quả như sau:

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định khả năng giải thích của mơ hình hồi quy giới hạn (4.4) – LD Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(2)=0 C(3)=0 C(4)=0 C(5)=0 F-statistic 20.94108 Probability 0.000000 Chi-square 83.76432 Probability 0.000000

Nguồn: Tính tốn từ chương trình Eviews

Kết quả Bảng 4.6 cho thấy P = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thiết H0.

- 28 -