DE TD STD LTD DTTS LOGTTS LA DE 1.000000 0.557949 0.426885 0.249964 -0.005581 0.205875 -0.025117 TD 0.557949 1.000000 0.767350 0.445420 -0.007660 0.338685 -0.080236 STD 0.426885 0.767350 1.000000 -0.232001 -0.005597 0.121880 -0.430130 LTD 0.249964 0.445420 -0.232001 1.000000 -0.003778 0.343655 0.478540 DTTS -0.005581 -0.007660 -0.005597 -0.003778 1.000000 0.017878 0.020899 LOGTTS 0.205875 0.338685 0.121880 0.343655 0.017878 1.000000 0.077217 LA -0.025117 -0.080236 -0.430130 0.478540 0.020899 0.077217 1.000000 (Nguồn: tính tốn từ EVIEWS) Qua bảng 4.10 tác giả lần lượt loại bỏ các biến có hệ số tương quan cao với các biến cịn lại (tức các biến này có ảnh hưởng lẫn nhau trong mơ hình). Qua q trình sàng lọc và tìm mơ hình tối ưu, mơ hình loại bỏ các biến
LTD, DTTS, LA khơng có ý nghĩa với mơ hình đang nghiên cứu, cịn lại các biến DE, TD, STD, LOGTTS. Mơ hình nghiên cứu được viết lại như
sau:
ROE = β0 + β1DE + β2TD + β3STD + β4logTTS
Hồi quy mơ hình điều chỉnh với ước lượng OLS, Fix Effects Model và Radom Effects Model tìm kết quả mơ hình tối ưu.
Bảng 4.11: kết quả hồi qui mơ hình điều chỉnh-Ước lượng OLS
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.003754 0.060924 0.061616 0.9509 DE -0.005763 0.002425 -2.376536 0.0176 TD -0.107045 0.051786 -2.067067 0.0388 STD 0.147767 0.049606 2.978802 0.0029 LOGTTS 0.025469 0.011381 2.237914 0.0253 R-squared 0.007672 Mean dependent var 0.139102 Adjusted R-squared 0.005930 S.D. dependent var 0.313294 S.E. of regression 0.312364 Akaike info criterion 0.512890 Sum squared resid 222.3646 Schwarz criterion 0.525442 Log likelihood -580.7203 Hannan-Quinn criter. 0.517468 F-statistic 4.404751 Durbin-Watson stat 1.832525 Prob(F-statistic) 0.001505
(Nguồn: tính tốn từ EVIEWS)
Bảng 4.12: kết quả hồi qui mơ hình điều chỉnh-Ước lượng Fix Effects Model
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.081090 0.209549 0.386973 0.6988 DE -0.006873 0.002992 -2.296837 0.0217 TD -0.291515 0.109146 -2.670867 0.0076 STD 0.333833 0.100444 3.323555 0.0009 LOGTTS 0.015460 0.038719 0.399285 0.6897 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.350667 Mean dependent var 0.139102 Adjusted R-squared 0.132576 S.D. dependent var 0.313294 S.E. of regression 0.291788 Akaike info criterion 0.587906
Sum squared resid 145.5050 Schwarz criterion 2.031369 Log likelihood -96.38919 Hannan-Quinn criter. 1.114361 F-statistic 1.607892 Durbin-Watson stat 2.790492 Prob(F-statistic) 0.000000
(Nguồn: tính tốn từ EVIEWS)
Bảng 4.13: kết quả hồi qui mơ hình điều chỉnh-Ước lượng Random Effects Model
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.001895 0.069997 0.027079 0.9784 DE -0.005990 0.002462 -2.432952 0.0151 TD -0.125204 0.057164 -2.190262 0.0286 STD 0.168341 0.054999 3.060809 0.0022 LOGTTS 0.026064 0.013068 1.994488 0.0462 Effects Specification S.D. Rho Cross-section random 0.111568 0.1276 Idiosyncratic random 0.291788 0.8724 Weighted Statistics
R-squared 0.007724 Mean dependent var 0.110497 Adjusted R-squared 0.005982 S.D. dependent var 0.292739 S.E. of regression 0.291862 Sum squared resid 194.1327 F-statistic 4.434801 Durbin-Watson stat 2.097665 Prob(F-statistic) 0.001426
Unweighted Statistics R-squared 0.007580 Mean dependent var 0.139102
Sum squared resid 222.3852 Durbin-Watson stat 1.831170 (Nguồn: tính tốn từ EVIEWS)
Bảng 4.11 cho thấy các hệ số đều có ý nghĩa thống kê theo mơ hình từ 1%- 5% (p-value<1%-5%). Tuy nhiên, với dữ liệu panel data việc ước lượng hồi quy OLS dễ bị ảnh hưởng bởi phương sai thay đổi như đã nói ở trên. Do đó, tác giả thực hiện hồi quy ước lượng theo dữ liệu bảng để kiểm định mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.12 mô tả kết quả hồi quy với ước lượng Fix Effects Model. Bảng
kết quả cho thấy tất cả các hệ số đều có ý nghĩa thống kê, trừ logTTS (p-
value=0,6897>10%). Kiểm định phần dư (Redundant) mơ hình cho thấy p- value=0 có ý nghĩa thống kê theo mơ hình (Phụ lục 1). Do vậy, tác giả cho rằng ước lượng với Fix Effects Model là tôi ưu hơn với OLS.
Bảng 4.13 là kết quả hối quy với Random Effects Models. Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số tương quan giữa biến độc lập với ROE đều có ý nghĩa thống kê 1%-5% (p-value<1%-5%). Kiểm định bác bỏ mơ hình này bằng
Hausman test với kết quả là p-value=0,2726 (Phụ lục 2), khơng có ý nghĩa về mặt thống kê (>10%), không bác bỏ mơ hình này.
Vậy mơ hình ước lượng Random Effects Model (kết quả bảng 4.13) là tối
ưu theo nghiên cứu của tác giả.
Tuy vậy, để kết luận là mơ hình tối ưu theo dữ liệu nghiên cứu, tác giả thực hiện thêm các kiểm định cần thiết như sau:
* Kiểm định sự tự tương quan:
Tự tương quan (Autocorrelation) hay tự hồi quy (Autoregression) là hiện tượng có sự tương quan giữa các quan sát trong cùng bảng dữ liệu. Hiện tượng này thường xảy ra với dữ liệu chuỗi thời gian. Về bản chất, hiện tương tự tương quan xảy ra khi trong phương phần dư (sai số) của mơ hình hồi quy có sự tương quan với sai số của kỳ trước đó gọi là tương quan bậc 1, bậc 2 hay bậc n.
Theo kinh nghiệm, với hệ số Durbin-Watson = 2,097665 nằm trong khoảng (1-3) thì mơ hình nghiên cứu bị hiện tương tự tương quan bậc 1 và hơn nữa với độ dài thời gian dữ liệu đang nghiên cứu 4 năm (2008-2011) không bị tự tương quan bậc 2.
Bên cạnh đó, dựa vào biểu đồ phần dư (Phụ lục 3) của mơ hình có thể thấy ràng khơng có sự chồng lấn giữa các kỳ, tức khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình.
* Kiểm định đồng liên kết:
Kiểm định đồng liên kết (Cointegration test) là xác định một nhóm các
chuỗi khơng dừng có đồng liên kết khơng và chúng ta biết rằng khi hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thường dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo.
Vậy, kiểm định đồng liên kết thực hiện khi chuỗi dữ liệu nghiên cứu trong mơ hình khơng dừng.
Với panel data đang nghiên cứu trong mơ hình này thì các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng. Do vậy khơng có hiện tượng đồng liên kết theo mơ hình này.
* Kiểm định biến nội sinh:
Kiểm định biến nội sinh là xem xét khả năng phần dư của mơ hình có tương quan với các biến độc lập của mơ hình. Một mơ hình hồi quy có ý nghĩa khi các biến độc lập của mơ hình đều là biến ngoại sinh, tức khơng có sự tương quan chặt chẽ với phần dư của mơ hình (phần khơng giải thích được ý nghĩa tương quan trong mơ hình nghiên cứu). Theo kinh nghiệm thì hệ số tương quan giữa biến độc lập và phần dư nhỏ hơn 0,8 thì biến độc lập được gọi là biến ngoại sinh, tức khơng có tương quan chặt với phần dư mơ hình.
Bảng 4.14: Hệ số tương quan giữa các biến độc lập và phần dư mơ hình RESID DE TD STD LOGTTS RESID DE TD STD LOGTTS RESID 1.000000 0.003612 0.003562 -0.002827 0.002109 DE 0.003612 1.000000 0.557949 0.426885 0.205875 TD 0.003562 0.557949 1.000000 0.767350 0.338685 STD -0.002827 0.426885 0.767350 1.000000 0.121880 LOGTTS 0.002109 0.205875 0.338685 0.121880 1.000000 (Nguồn: tính tốn từ EVIEWS) Các hệ số tương quan giữa phần dư và các biến độc lập của mơ hình đều nhỏ hơn 0,8 nên chúng đều khơng phải là biến nội sinh của mơ hình, tức mơ hình khơng bị bác bỏ.
* Kiểm định đa cộng tuyến:
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có ảnh hưởng lẫn nhau. Hệ số
tương quan giữa các biến lớn hơn 0,8 thì có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình. Cũng qua bảng 4.14 ta có hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình đều nhỏ hơn 0,8 chứng tỏ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
trong mơ hình. Kết quả mơ hình khơng bị bác bỏ.
Những thảo luận kết quả mơ hình
Với kết quả các kiểm định như trên, tác giả đã tìm được mơ hình tối ưu cho nghiên cứu này. Kết quả nghiên cứu một lần nữa khẳng định có sự ảnh
hưởng của cấu trúc vốn và quy mô công ty đến hiệu quả hoạt động của các công ty. Mối quan hệ đó được diễn đạt như sau:
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ cơ cấu vốn thật sự có tác động đến hiệu quả
hoạt động, cụ thể: tỷ số nợ/vốn chủ sở hữu DE ảnh hưởng âm đến hiệu quả hoạt động ROE với hệ số tương quan 0,006 (mức ý nghĩa 5%), tức khi DE tăng một lần thì ROE giảm 0,6%; tương tư tỷ số nợ/tổng tài sản TD ảnh
hưởng âm đến ROE với hệ số tương quan 0,125 (mức ý nghĩa 5%), tức khi TD tăng một lần thì ROE giảm 12,5%; ngược lại, tỷ số nợ ngắn hạn/tổng tài sản STD tác động dương đến ROE, hệ số tương quan 0,168 (mức ý nghĩa
1%), tức khi STD tăng một lần thì ROE tăng 16,8%. Như vậy, với kết quả hồi quy trên thì địn bẩy tài chính có ảnh hưởng ngược chiều với hiệu quả hoạt động công ty nhưng ảnh hưởng của nợ ngắn hạn thì tích cực (dương).
Điều này cho thấy các công ty sử dụng vốn vay dài hạn không hiệu quả.
Với mức ý nghĩa 5%, quy mơ cơng ty TTS có tác động dương đến ROE với hệ số tương quan 0,026, tức khi quy mơ cơng ty tăng thì hiệu quả hoạt động tăng theo hay nói khác hơn chúng có quan hệ đồng biến.
5. Chương 5: Kết luận
Kết quả nghiên cứu của luận văn này, tác giả rút ra các kết luận như sau: Thứ nhất, lợi nhuận (hiệu quả hoạt động) của các công ty niêm yết trên
TTCKVN, một thị trường mới nổi, chịu tác động bởi các đặc điểm về cấu trúc vốn công ty. Nhưng tác động ở các mức độ và chiều hướng khác nhau
với các cơng ty có khả năng tài chính khác nhau. Theo kết quả nghiên cứu thì các cơng ty dị ứng với việc gia tăng nợ trong cơ cấu tài chính. Điều này là trái với lý thuyết tài chính hiện đại cho rằng địn bẩy tài chính là cơng cụ hữu hiệu là gia tăng giá trị công ty theo sổ sách. Lý do theo tác giả là theo những năm gần đây thị trường, môi trường kinh doanh Việt Nam luôn đi
xuống, gánh nặng nợ nần làm cho các công ty kém hiệu quả đi trong khi
khơng có nhiều cơ hội đầu tư. Chính vì điều này là một băn khoăn của tác
giả về kết quả nghiên cứu của mình, khi cấu trúc vốn khơng cịn là một công cụ bẩy tài chính hữu hiệu gia tăng lợi nhuận, các nhà quản lý cần tìm thêm các nhân tố khác để làm địn bẩy lợi nhuận của cơng ty.
Qua nghiên cứu tác giả cũng thấy rằng có mối quan hệ tích cực giữa nợ ngắn hạn với hiệu quả hoạt động công ty, thể hiện trong ngắn hạn các cơng ty vẫn tìm được hiệu quả trong việc chiếm dụng vốn ngắn hạn, nhưng cũng cho thấy rằng, vốn dài hạn là một vấn đề khó khăn trong việc phát huy hiệu quả hoạt động.
Thứ hai, phần đông các công ty kém trong chiến lược dài hạn mà mối quan hệ giữa cơ hội tăng trưởng với hiệu quả hoạt động khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình, tức cơ hội tăng trưởng khơng có ảnh hưởng rõ ràng lên hiệu quả hoạt động trong mơ hình nghiên cứu này.
Thứ ba, quy mơ cơng ty có ảnh hưởng dương đến hiệu quả hoạt động các
cơng ty, tức quy mơ càng lớn thì cơng ty có cơ hội gia tăng lợi nhuận trong hoạt động của mình.
Thứ tư, tác giả cũng khơng tìm thấy mối liên hệ giữa cấu trúc tài sản và hiệu quả hoạt động (khơng có ý nghĩa thống kê).
Với mức độ giải thích ảnh hưởng của các biến đến hiệu quả hoạt động khá thấp tác giả lưu ý rằng cịn có các nhân tố khác ảnh hưởng đến hiệu quả
hoạt động mà tác giả chưa đưa vào mơ hình nghiên. Nhưng với nổ lực của mình, tác giả cũng đã xây dựng được mơ hình mối liên hệ giữa cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán
Việt Nam giai đoạn 2008-2011.
Thứ năm, một gợi ý là trong khi nền kinh tế Việt Nam vẫn chưa phản ánh
đúng, đầy đủ các yếu tố của thị trường, trong giai đoạn khủng hoảng các
cơng ty cần thận trọng trong việc sử dụng địn cân nợ của mình, ưu tiên sử dụng nguồn lực nội tại cũng như vốn cổ đông để vượt qua khó khăn và phát triển. Một điều nữa, quy mơ công ty lớn là nền tảng cho gia tăng hiệu quả
hoạt động nhưng cần lưu ý rằng quy mô công ty là động lực phát triển khi
Qua nghiên cứu này tác giả nhận thấy rằng đã giải quyết được hạn chế Thạc sĩ Trần Hùng Sơn và Tiến sĩ Trần Việt Hoàng (2008) về mẫu dữ liệu. Hai tác giả này chỉ dựa trên mẫu dữ liệu của 50 cơng ty phi tài chính mà đưa ra kết luận của mình.
Tương tự tác giả Nguyễn Tấn Vinh (2011) nghiên cứu các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Hà Nội. Tác giả đã cố gắng mở rộng thu thập dữ liệu trên cả hai sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam để khắc phục các hạn chế trong kết luận của mình.
Tác giả Lê Thị Kim Thư (2012) dựa vào dữ liệu 13 công ty ngành bất động sản để đưa ra kết luận các nhân tố ảnh hưởng cấu trúc vốn. Tác giả cho rằng không quá đáng tin cậy. Với nghiên cứu của mình với dữa liệu 571 cơng ty
được thu thập phần nào đã hạn chế được nhược điểm này.
Mặc dù tác giả nổ lực để thu thập được nhiều số liệu hơn với độ tin cậy cao hơn để phân tích nhưng vì do TTCK Việt Nam cịn non trẻ nên tác giả chỉ thu thập được số liệu của 571 cơng ty giai đoạn 2008-2011, vẫn cịn ít so với các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới.
Những hạn chế trên cũng là gợi ý cho các nghiên cứu tiếp theo để hồn thiện mơ hình.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO CHỦ YẾU Tài liệu tiếng Việt
- Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng (2008), Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch
chứng khốn Tp. HCM, Bài nghiên cứu, Tạp chí Phát triển kinh tế số 218.
- Trần Ngọc Thơ (2007), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thống Kê.
Tài liệu tiếng Anh
- A. Berger, E. B Patty (2006), Capital structure and Firm performance: A new Approach to Testing Agency theory and An Aplication to the Banking industry, Journal of Banking and Finance 30.
- D. Margaritis, M. Psilaki, Capital structure and Firm efficiency, Journal of Business Finance and Accounting 34 (9)-2007.
- Di. Ratha, S. Mohapatra, P. Suttle (2003), Capital Structure and Performance in Developing Countries, Working paper.
- Dzung Nguyen, Ivan Diaz-Rainey, Andros Gregoriou, Financial Development and The Determinants of Capital Structure in Viet Nam.
- Midigliani, Franco and Merton H. Miller, “The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment”, The American Economic Review 48(3), June 1958: 261-297.
Evidence from Pakistan, Research Journal of Finance and Accounting, ISSN 2222-1697 (Paper) ISSN 2222-2847 (Online), Vol 3, No 9, 2012.
- Murray Z. Frank and Vidhan K. Goyal, Profits and Capital Structure, May 7, 2009. AFA 2009 San Francisco Meetings Paper.
- Nikolaos P. Eriotis, Zoe Frangouli and Zoe Ventoura-Neokosmides, Profit Margin And Capital Structure: An Empirical Relationship, The Journal of Applied Business Research, Volume 18, Number 2.
- R. Zeitun, G. G Tian, Capital structure and Corporate performance: Evidence from Jordan, Autralasian Accounting Business and Finance Journal, Vol 1, Issue 4-2007.
- Samuel G. H. Huang and Frank M. Song, The Determinants of Capital Structure: Evidence from China.
- Wei Xu, Xiangzhen Xu, Shoufeng Zhang, An Empirical study on Relationship between Corporation performance and Capital structure, China-USA Business Review, April 2005.
Phụ Lục 1: Kiểm định ước lượng Fix Effects Model
Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 1.583752 (570,1709) 0.0000
Cross-section Chi-square 968.662274 570 0.0000
Cross-section fixed effects test equation: Dependent Variable: ROE
Method: Panel Least Squares Date: 12/19/13 Time: 10:50 Sample: 2008 2011
Periods included: 4
Cross-sections included: 571
Total panel (balanced) observations: 2284
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.003754 0.060924 0.061616 0.9509 DE -0.005763 0.002425 -2.376536 0.0176 TD -0.107045 0.051786 -2.067067 0.0388 STD 0.147767 0.049606 2.978802 0.0029 LOGTTS 0.025469 0.011381 2.237914 0.0253 R-squared 0.007672 Mean dependent var 0.139102 Adjusted R-
squared 0.005930 S.D. dependent var 0.313294 S.E. of regression 0.312364 Akaike info criterion 0.512890 Sum squared resid 222.3646 Schwarz criterion 0.525442 Log likelihood -580.7203 Hannan-Quinn criter. 0.517468 F-statistic 4.404751 Durbin-Watson stat 1.832525 Prob(F-statistic) 0.001505
Phụ Lục 2: Kiểm định ước lượng Random Effects Model
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled
Test cross-section random effects