TLEV SLEV LLEV TANG PROF SIZE LIQU GROW STATE
Mean 0.5615 0.4054 0.1243 0.3932 0.0872 19.914 2.2731 0.3941 0.3530 Median 0.5403 0.3970 0.0439 0.3500 0.0593 19.974 1.4841 0.2091 0.0000 Maximum 13.455 1.5555 7.5750 4.6445 0.9239 24.097 101.22 9.5000 1.0000 Minimum 0.0000 0.0000 0.000 0.0000 -2.4781 13.258 0.0000 -0.7213 0.0000 Std. Dev. 0.6152 0.2076 0.2927 0.2841 0.1569 1.4149 3.9481 0.6715 0.4780 Skewness 11.846 0.3151 15.748 5.0221 -3.7895 -0.1916 14.295 4.6560 0.6148 Kurtosis 198.38 2.8980 356.23 62.485 65.130 3.4603 308.04 41.592 1.3780 Jarque- Bera 223547 23.522 72577 21002 22608 20.701 541715 90953 239.08 Probability 0.0000 0.000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
ảng 4.1 và 4.2 trình bày miêu tả kết quả thống kê: giá trị trung bình, trung vị, giá trị thấp nhất giá trị cao nhất, độ lệch chuẩn và các trị số thống kế Jarque- Bera của các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình Độ lệch chuẩn của
TLEV có sự khác biệt rõ cao hơn so vơi 0,2 và 0,3 của SLEV và TLEV Dựa trên cơ sở kiểm định thống kê Jarque- era tác giả không chấp nhận giả thuyết phân phối chuẩn của các biến
4.2 Kết quả kiểm định chuỗi dữ liệu có dừng hay khơng.
Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu các biến khi hồi quy dữ liệu bảng là quan trọng để tránh hồi quy không xác thực, những giá trị thống kê t, thống kê F sẽ khơng chính xác Vì vậy đầu tiên tác giả sẽ trình bày kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Trong nghiên cứu này tác giả sẽ sử dụng kiểm định Unit root test để kiểm tra tính dừng với giả thuyết H0 là chuỗi không dừng, theo phương pháp
ADF của Levin-Lin-Chu và IPS của Im, Pesaran and Shin ảng 4 3 và 4.4 trình bày kết quả kiểm định trích từ Eviews
Bảng 4.3: Kết qủa kiểm định Unit root theo Levin-Lin-Chu
Biến LLC Thống kê t P- value TLEV -49.4952 0.0000*** SLEV -99.5439 0.0000*** LLEV -205.570 0.0000*** PROF -47.295 0.0000*** TANG -135.421 0.0000*** SIZE -24.8448 0.0000*** GROW -174.993 0.0000*** LIQU -75.5831 0.0000***
Bảng 4.4: Kết qủa kiểm định Unit root theo Im, Pesaran và Shin Biến IPS Thống kê t P- value TLEV -14.1730 0.0000*** SLEV -22.1095 0.0000*** LLEV -36.5266 0.0000*** PROF -10.054 0.0000*** TANG -21.4119 0.0000*** SIZE -5.79411 0.0000*** GROW -49.3810 0.0000*** LIQU -18.9216 0.0000***
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Theo bảng 4.3 và 4.4 giả thuyết H0 bị bác bỏ ở tất cả các biến, tất các chuỗi
dữ liệu của các biến có tính dừng
4.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến là hiện tượng trong đó có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến giải thích trong mơ hình, nó sẽ làm cho mơ hình khơng xác thực nữa, vì vậy trong phần này tác giả sẽ sử dụng ma trận tuơng quan giữa các biến trong mơ hình để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.5: Ma trận tương quan giữa các biến trong mơ hình
TLEV SLEV LLEV TANG PROF SIZE LIQU GROW STATE
TLEV 1.0000 SLEV 0.4258 1.0000 LLEV 0.0860 -0.1054 1.0000 TANG -0.0639 -0.3573 0.1468 1.0000 PROF -0.1566 -0.3286 -0.0127 0.0268 1.0000 SIZE 0.1390 0.1305 0.0801 0.0238 -0.0170 1.0000
GROW -0.0079 0.0561 -0.0120 -0.0892 0.1621 -0.0831 0.0005 1.000
STATE -0.0211 -0.0224 0.0909 0.0105 -0.0430 -0.0536 0.0184 -0.0131 1.000
Từ bảng 4.4 nhận thấy mối tương quan giữa các biến thấp trong khoảng từ (-0.37, 0.42) nên trong mơ hình này các biến giải thích khơng có tương quan cao với nhau, hiện tượng đa cộng tuyến khơng xảy ra trong mơ hình.
4.4 Kiểm định Hausman: Lựa chọn mơ hình những ảnh hƣởng cố định và những ảnh hƣởng ngẫu nhiên. những ảnh hƣởng ngẫu nhiên.
Trong phần phương pháp nghiên cứu tác giả đã trình bày trong phần nghiên cứu thực nghiệm tác giả sẽ sử dụng hai mơ hình hồi quy dữ liệu: Mơ hình những ảnh hưởng cố định và Mơ hình những ảnh hưởng ngẫu nhiên Khi sử dụng hai mơ hình này vấn đề phương sai đồng nhất và tự tương quan sẽ được giải quyết, vì vậy tác giả sẽ không thực hiện kiểm định nữa, phần tiếp theo tác giả sẽ sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mơ hình những ảnh hưởng cố định hoặc mơ hình những ảnh hưởng ngẫu nhiên mơ hình nào phù hợp hơn, với giả thuyết H0: Ước lượng của sử dụng Mô hình những ảnh hưởng cố định và Mơ hình những ảnh hưởng ngẫu nhiên không khác nhau. ảng 4.6, 4.7 và 4.8 tiếp theo sẽ trình bày kết quả kiểm định Hausman
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là TLEV
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 19.701186 6
0.0031** * Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
GROW -0.007002 -0.001662 0.000011 0.1067
SIZE 0.012176 0.033437 0.000147 0.0794
STATE -0.052894 -0.038848 0.000981 0.6538
TANG 0.006187 -0.033431 0.000489 0.0731
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là SLEV
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 201.033017 6 0.0000***
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
GROW 0.017269 0.018971 0.000001 0.1379 LIQU -0.007865 -0.009879 0.000000 0.0000 PROF -0.125737 -0.196856 0.000085 0.0000 SIZE 0.012911 0.015950 0.000016 0.4426 STATE -0.018165 -0.013133 0.000107 0.6260 TANG -0.046532 -0.120420 0.000058 0.0000
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc là LLEV
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 19.701186 6 0.0031***
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
GROW -0.007002 -0.001662 0.000011 0.1067 LIQU -0.007731 -0.009515 0.000000 0.0039 PROF -0.165726 -0.247850 0.000712 0.0021 SIZE 0.012176 0.033437 0.000147 0.0794 STATE -0.052894 -0.038848 0.000981 0.6538 TANG 0.006187 -0.033431 0.000489 0.0731
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Từ ba bảng trên cho thấy P-value của thống kê Hausman đều có ý nghĩa ở mức 1% nên ta bác bỏ giả thuyết H0 Vì vậy lựa chọn mơ hình những ảnh hưởng cố định được xem là phù hợp hơn so với mơ hình những ảnh hưỡng ngẫu nhiên Phần tiếp theo tác giả sẽ trình phân tích thực nghiệm dựa trên mơ hình những ảnh hưởng cố định.
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Kết quả của quá trình hồi quy dựa trên mơ hình những ảnh hưởng cố định của từng biến phụ thuộc TLEV, SLEV, LLEV và các biến độc lập được trình bày trong bảng 4.9, 4.10, 4.11 sau:
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mơ hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc TLEV
Total panel (balanced) observations: 1385
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.374322 0.382726 0.978043 0.3283 GROW -0.007091 0.016040 -0.442073 0.6585 LIQU -0.007741 0.002892 -2.676795 0.0075*** PROF -0.165977 0.084729 -1.958900 0.0504** SIZE 0.012000 0.019066 0.629398 0.5292 STATE -0.052962 0.052009 -1.018313 0.3088 TANG 0.004517 0.055964 0.080721 0.9357
R-squared 0.766177 Mean dependent var 0.561508
Adjusted R-
squared 0.706341 S.D. dependent var 0.615261
F-statistic 12.80481 Durbin-Watson stat 3.049285 Prob(F-statistic) 0.000000
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mơ hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
SLEV Total panel (balanced) observations: 1385
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.198968 0.111573 1.783304 0.0748* GROW 0.017188 0.004676 3.675794 0.0002*** LIQU -0.007873 0.000843 -9.339274 0.0000*** PROF -0.125967 0.024700 -5.099778 0.0000*** SIZE 0.012750 0.005558 2.293897 0.0220** STATE -0.018226 0.015162 -1.202123 0.2296 TANG -0.048059 0.016315 -2.945760 0.0033
R-squared 0.825494 Mean dependent var 0.405428
Adjusted R-
squared 0.780838 S.D. dependent var 0.207619
Prob(F-statistic) 0.000000
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình ảnh hưởng cố định với biến phụ thuộc
LLEV Total panel (balanced) observations: 1385
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.252662 0.244074 -1.035187 0.3008 GROW -0.001402 0.010229 -0.137056 0.8910 LIQU 0.001644 0.001844 0.891442 0.3729 PROF -0.042668 0.054034 -0.789649 0.4299 SIZE 0.019780 0.012159 1.626804 0.1041 STATE -0.012939 0.033168 -0.390115 0.6965 TANG -0.030039 0.035690 -0.841659 0.4002
R-squared 0.579847 Mean dependent var 0.124326
Adjusted R-
squared 0.472330 S.D. dependent var 0.292707
F-statistic 5.393089 Durbin-Watson stat 1.618985
Prob(F-statistic) 0.000000
***,** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê 1%, 5%, 10%
ảng 4.9, 4.10 và 4.11 cho thấy mơ hình sử dụng để hồi quy TLEV, SLEV, LLEV có khả năng giải thích cao, hệ số xác định lần lượt là 0 76, 0.82 và 0.57. Trong bảng 4.10 thể hiện biến LLEV khơng có mối quan hệ tương quan có ý nghĩa thống kê với các biến giải thích nào. ảng 4.9 cho thấy biến TLEV có mối tương quan nghịch biến với biến PROF ở mức ý nghĩa 10% và biến khả năng thanh khoản LIQU ở mức ý nghĩa 1% ảng 4.10 cho thấy SLEV có mối tương quan có ý nghĩa thống kê với tất cả các biến ngoại trừ biến STATE Điều này phù hợp với điều kiện thực tế tại Việt Nam khi các doanh nghiệp phụ thuộc rất nhiều vào nợ ngắn hạn từ ngân hàng để hoạt động kinh doanh
Từ bảng 4.9, 4.10 và 4.11 có thể rút ra kết luận với các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H1: Khả năng sinh lợi có mối quan
hệ nghịch biến với Đòn bẩy.
Từ bảng 4 9 và 4.10 cho thấy biến PROF có tương quan âm có ý nghĩa thống kê với biến TLEV và biến SLEV, bảng 4.11 biến PROF có tương quan âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê đối với biến LLEV Kết quả thực nghiệm này đã hỗ trợ cho giả thuyết H1 và lý thuyết trật tự phân hạng: các doanh nghiệp tại Việt Nam cũng ưu tiên sử dụng nguồn tài chính bên trong trước bên ngồi, phù hợp với các nghiên cứu thực nghiêm tại Việt Nam của Nguyen and Ramachandran (2006), Biger er al (2008), Nguyen Thi Canh (2012) và nghiên cứu trên thế giới của Titman và Wessels (1988) và Fama và French (2002).
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H2: Tài sản cố định hữu hình của
doanh nghiệp có mối quan hệ tương quan dương với đòn bẩy của doanh nghiệp.
ảng 4.10 biến TANG có tương quan âm có ý nghĩa thống kê với biến SLEV ảng 4.9 và 4.11 cho thấy biến TANG có tương quan dương với biến TLEV và tương quan âm với biến LLEV nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Nguyen and Ramachandran (2006), Biger er al (2008), kết quả này ngược với giả thuyết H2 xây dựng ở phần trước Kết quả có thể diễn giải một doanh nghiệp với nhiều tài sản hữu hình hơn sẽ sử dụng ít nợ ngắn hạn vì vậy đòn bẩy thấp hơn, một trong những nguyên nhân là do thị trừơng trái phiếu ở Việt Nam có quy mơ nhỏ và đang phát triển nên doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào nợ ngân hàng, nhưng ngân hàng thường thích nợ ngắn hạn hơn dài hạn do rủi ro, vì vậy các doanh nghiệp Việt Nam nếu sử dụng
vốn vay thường phải vay nợ ngắn hạn cho các khoản đầu tư tài sản hữu hình, nếu vay phải giới hạn khoản vay để đảm bảo khả năng thanh toán Lý do khác một doanh nghiệp khi có tài sản hữu hình lớn tương đương với việc doanh nghiệp đang sử dụng đòn bẩy kinh doanh cao, nếu doanh nghiệp tiếp tục sử dụng nợ nhiều tương đương sử dụng đòn bẩy tài chính cao từ đó là địn bẩy kinh doanh tổng của doanh nghiệp cao sẽ gây ra rủi ro lớn trong hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp khi tình hình kinh doanh bất lợi
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H3: Quy mơ của doanh nghiệp có
mối tương quan dương với địn bẩy doanh nghiệp.
ảng 4.9, 4.10 và 4.11 cho thấy biến SIZE có tương quan dương với biến TLEV, SLEV, LLEV nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê đối với biến SLEV, kết quả thực nghiệm phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây tại Việt Nam của Nguyen Thi Canh (2012), Nguyen và Ramachandran (2006), Biger (2008). Kết quả hỗ trợ giả thuyết H3, lý thuyết đánh đổi và cho thấy rõ ràng một doanh nghiệp có quy mơ tài sản lớn hơn thì khả năng doanh nghiệp có thể vay ngắn hạn từ ngân hàng và đối tác nhiều hơn, vì vậy địn bẩy sẽ cao hơn phù hợp với lý thuyết đánh đổi, điều này phù hợp với điều kiện thực tế tại Việt Nam
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H4: Cơ hội tăng trưởng có mối
tương quan dương với Địn bẩy của doanh nghiệp.
ảng 4.10 cho thấy biến GROW có tương quan dương có ý nghĩa với biến SLEV, ảng 4.9: tương quan âm với TLEV, ảng 4.11: tương quan âm với LLEV tuy nhiên khơng có ý nghĩa thống kê Kết quả nghiên cứu hỗ trợ giả thuyết H4 và khơng hỗ trợ Lý thuyết chi phí đại diện, phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây tại Việt Nam của Nguyen và Ramachandran (2006), iger (2008), Dzung Nguyen (2011), như tác giả đã trình bày trong phần xây dựng giả thuyết
nguyên nhân làm cho doanh nghiệp tại Việt Nam và các nước đang phát triển phải vay nợ nhiều khi có cơ hội tăng trưởng cao là do thị trường vốn của các nước này chưa phát triển làm doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao có thể phát hành thêm vốn mới thuận lợi, mà đa số nguồn vốn doanh nghiệp đang sử dụng là các khoản vay từ hệ thống ngân hàng, vì vậy cơ hội tăng trưởng càng cao nhu cầu sử dụng vốn càng cao trong khi vốn tự có ít và khả năng phát hành vốn mới khó, khiến các doanh nghiệp phải vay nhiều hơn nên đòn bẩy tăng theo.
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H5: Khả năng thanh khoản của
doanh nghiệp và Địn bẩy doanh nghiệp có mối tương quan âm.
ảng 4.9 và 4.10 biến LIQU có tương âm và có ý nghĩa thống kê với biến TLEV và SLEV, kết quả cho thấy hỗ trợ giả thuyết H5 và lý thuyết đánh đổi: những doanh nghiệp có thanh khoản tốt thường thích sử dụng nguồn vốn tích lũy và tài sản thanh khoản hơn là nguồn tài chính từ bên ngồi Một ngun nhân khác có thể là tác nhân bên ngồi làm các doanh nghiệp có khả năng thanh khoản kém có thể vay được nhiều nợ tạo ra mối tương âm giữa khả năng thanh khoản và đòn bẩy tại Việt Nam, là do vào cuối năm 2008 chính phủ Việt Nam thực hiện gói kích thích kinh tế, hỗ trợ cho bộ phận doanh nghiệp vay với điều kiện thoáng hơn và hỗ trợ 4% lãi suất cho các khoản vay ngân hàng giúp cho các doanh nghiệp kém thanh khoản có thể vay nợ dễ dàng hơn, lãi suất thấp hơn.
Kết quả thực nghiệm với Giả thuyết H6: Sở hữu nhà nước trong doanh
nghiệp và địn bẩy doanh nghiệp có tương quan dương.
ảng 4.9, 4.10, 4.11 cho thấy biến STATE khơng có mối tương quan có ý nghĩa thơng kê với cả ba biến TLEV, SLEV và LLEV Kết quả này không hỗ trợ cho giả thuyết H6 và các nghiên cứu trước đây có đề cập nghiên cứu mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đòn bẩy như nghiên cứu của Nguyen và Ramachandran
(2006), Biger (2008), Dzung Nguyen ( 2011) Kết quả diễn giải tỷ lệ sở hữu nhà nước tại các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán khơng ảnh hưởng đến địn bẩy của doanh nghiệp, nguyên nhân do đa phần các doanh nghiệp đã cổ phần đều đã được minh bạch hóa và khơng nằm trong diện nhà nước quản lý trực tiếp, trường hợp tỷ lệ sở hữu nhà nước có ảnh hưởng đến khả năng vay vốn của doanh nghiệp chủ yếu là các tổng công ty và công ty nhà nước chưa niêm yết và do các cán bộ nhà nước trực tiếp điều hành, nhà nước sẵn sàng hỗ trợ vốn, bảo lãnh vay vốn.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Dựa trên cơ sở phân tích hồi quy dữ liệu bảng với kỹ thuật phân tích mơ hình những ảnh hưởng cố định, tác giả đã xác định các nhân tố quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam theo bảng 4.12 sau:
Bảng 4.12: Kết quả nghiên cứu thực nghiêm với giả thuyết thực nghiệm
và nghiên cứu trước đây