CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.6 Các kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy
4.6.2 Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy
Tác giả tiến hành đồng thời hồi quy dữ liệu bảng bằng 3 phương pháp là: Pooled OLS, Fem Và Rem và so sánh các kết quả thu được với nhau. Xuất phát từ những hạn chế trong mơ hình hồi quy theo phương pháp Pooler OLS như hiện tượng tự tương quan, đa cộng tuyến và hiện tượng phương sai thay đổi,...nên tác giả sẽ đồng thời tiến hành sử dụng phương pháp ước lượng mơ hình các nhân tố cố định (FEM) và mơ hình những ảnh hưởng ngẫu nhiêu (REM). Hai mơ hình này phát triển từ mơ hình hồi quy OLS thông thường, nhằm hạn chế tối đa các hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và ít cộng tuyến hơn giữa các biến số, nhiều bậc tự do hơn và hiệu quả hơn. Tiếp theo, tác giả thực hiện các kiểm định: Breusch and Pagan, F-Test, và kiểm định Hausman Test để cuối cùng khắc phục các khuyết tật của mơ hình lựa chọn nghiên cứu.
Dưới đây là bảng tóm tắt kết quả mơ hình hồi quy theo 3 phương pháp
khác nhau:
Bảng 4.6.2: Kết quả hồi quy cho biến phụ thuộc cấu trúc vốn (LEV) theo ba mơ hình Pooled OLS, Fem Và Rem.
Mơ hình Biến độc lập POOLED OLS FEM REM ROA Coef -1.026*** -0.539*** -0.688*** P-value (0.000) (0.000) (0.000)
LIQ Coef -0.0469*** -0.0225*** -0.0297*** P-value (0.000) (0.000) (0.000) SIZE Coef 0.0300*** 0.136*** 0.0588*** P-value (0.000) (0.000) (0.000) TANG Coef -0.176*** -0.0717** -0.125*** P-value (0.000) (0.009) (0.000) GROWTH Coef 0.0349*** 0.0116* 0.0217 P-value (0.000) (0.034) (0.000) lnAGE Coef -0.0298*** -0.0558*** -0.0313*** P-value (0.000) (0.000) (0.000) UNI Coef 0.00587 -0.0344 -0.0535** P-value (0.0820) (0.110) (0.008) TAX Coef -0.0000972 -0.0000906 --0.0000289 P-value (0.343) (0.068) (0.578) CPI Coef 0.00162 0.000203 0.000569 P-value (0.164) (0.780) (0.436) GDPgrowth Coef 0.00844** 0.00335 0.00505** P-value (0,004) (0.054) (0.004) STATE Coef 0.000596** 0.000303 0.000357 P-value (0,002) (0.319) (0.111) Constant Coef -0.152 -3.063*** --0.938*** P-value (0,109) (0.000) (0.000) Observations 1,196 1,196 1,196 R-squared 0.569 0.437 0.369 Number of FIRM 436 436 436
Nguồn: Tổng hợp của tác giả bằng phần mềm Stata 16
Ghi chú: Các ký hiệu *, **, *** tương ứng với các ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Cụ thể như sau: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1).
Từ kết quả quả hồi quy biến phụ thuộc cấu trúc vốn (LEV) theo ba mơ hình Pooled OLS, Fem Và Rem được trình bày tóm tắt ở bảng 4.7.1 trên cho thấy. Trong mơ hình Pooler OLS, biến cấu trúc vốn chịu tác động của các nhân tố khả năng sinh lời của doanh nghiệp, khả năng thanh khoản, quy mô của doanh nghiệp, cấu trúc tài
yếu tô tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ sở hữu của nhà nước tác động lên cấu trúc vốn doanh nghiệp với mức ý nghĩa 5%, nhân tố đặc điểm riêng của ngành, thuế, lạm phát khơng có ý nghĩa thống kê. Trong các biến độc lập được đưa vào nghiên cứu trong mơ hình OLS có ý nghĩa thống kê thì biến ROA, LIQ và TANG, lnAGE, tác động ngược chiều với cấu trúc vốn, các nhân tố còn lại tương quan cùng chiều với biến cấu trúc vốn doanh nghiệp. Với mơ hình tác động cố định Fem, thì với mức ý nghĩa 1%, biến phụ thuộc cấu trúc vốn chịu tác động của các nhân tố là ROA, LIQ, SIZE, lnAGE. Biến cấu trúc tài sản doanh nghiệp TANG tác động lên cấu trúc vốn với mức ý nghĩa 5%, biến tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp tác động với mức ý nghĩa 10%, các biến giải thích cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Trong các biến có ý nghĩa giải thích thì ROA, LIQ, TANG,lnAGE tác động cùng chiều với biến cấu trúc vốn doanh nghiệp, những biến cịn lại ảnh hưởng cùng chiều. Đối với mơ hình tác động ngẫu nhiên cho thấy, cấu trúc vốn doanh nghiệp chịu tác động của các yếu tố ROA, LIQ, SIZE, TANG, GROWTH, lnAGE với mức ý nghĩa 1%. Yếu tố UNI và GDPgrowth ảnh hưởng tới LEV với mức ý nghĩa 5%, cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Trong số đó thì biến ROA, LIQ, TANG, lnAGE, UNI có ảnh hưởng ngược chiều tới biến cấu trúc vốn, còn lại tác động thuận chiều.
Rõ ràng, với 3 mơ hình đưa vào nghiên cứu Pooled OLS, Fem Và Rem có những kết quả hồi quy khác biệt nhau. Để đảm bảo được mơ hình hồi quy bảo bảm tính vững, khơng chệch và hiệu quả thì tác giả tiến hành thực hiện kiểm định mơ hình để lựa chọn mơ hình phù hợp.
4.6.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình. 4.6.3.1 Kiểm định Breusch and Pagan
Đầu tiên, để so sánh mức độ phù hợp giữa mô hinh Pooler OLS và mơ hình Rem, tác giả thực hiện thông qua kiểm định Breusch - Pagan.
Giả thiết kiểm định:
Ho: Mơ hình Pooler OLS phù hợp hơn mơ hình REM
H1: Mơ hình Pooler OLS khơng phù hợp hơn mơ hình REM Kết quả kiểm định như sau:
chibar2 (01) = 599.73 Prob> chibar2 = 0.0000
Dựa vào kết quả kiểm định ta thấy giá trị Prob = 0,0000 < 0.01 (<5%). Kết luận, bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, Mơ hình tác động ngẫu nhiên REM phù hợp hơn mơ hình bình phương nhỏ nhất thơng thường Pooler OLS.
4.6.3.2 Kiểm định F test
Tiếp theo, người viết tiến hành kiiểm định F test để so sánh lựa chọn mô hinh Pooler OLS hay FEM, cụ thể sẽ tiến hành kiểm định giả thiết sau:
Ho: Mơ hình Pooler OLS phù hợp hơn mơ hình FEM
H1: Mơ hình Pooler OLS khơng phù hợp hơn mơ hình FEM Kết quả kiểm định như sau:
F test
F(435, 749) = 12.02 Prob > F = 0.0000
Dựa vào kết quả kiểm định ta thấy giá trị Prob = 0,0000 < 0.01 (<5%). Như vậy, với mức ý nghĩa 5% bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H, mơ hình tác động cố định FEM phù hợp hơn mơ hình Pooler OLS.
Sau khi lựa chọn được mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình Pooler PLS, tác giả tiếp tục so sánh lựa chọn mơ hình theo mơ hình tác động cố định (FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) thông qua kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình phù hợp cho nghiên cứu.
4.6.3.3 Kiểm định Haus.man
Tác giả tiến hành kiểm định giả thiết Ho: Khơng có sự tương quan giữa sai số ngẫu nhiên của các đơn vị chéo với các biến độc lập trong mơ hình, hay nói cách khác, kiểm định giả thiết:
Ho: Mơ hình REM phù hợp hơn mơ hình FEM
H1: Mơ hình REM khơng phù hợp hơn mơ hình FEM Kết quả kiểm định như sau:
Kết quả kiểm định Hausman có trị thống kê chi bình phương là 48.91, và giá trị Prob > chi2 = 0,0000 < 0.01 (<5%). Như vậy, với mức ý nghĩa 5% bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, mơ hình tác động cố định FEM phù hợp hơn mơ hình REM.
Kết luận: Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp thông qua biến số phụ thuộc LEV (tổng nợ/tổng tài sản) sẽ sử dụng mơ hình hiệu ứng cố định FEM.
Sau khi lựa chọn mơ hình tác động cố định FEM, tác giả tiến hành kiểm định các khuyết tật của mơ hình, bao gồm kiểm định phương sai thay đổi, kiểm định tự tương quan.
4.6.3.4 Kiểm định phương sai thay đổi
Giả thiết kiểm định:
Ho: Mơ hình có phương sai thuần nhất
H1: Mơ hình có phương sai khơng thuần nhất Kết quả kiểm định:
Chi2 (436) = 0,000058 Prob> chi2 = 0.0000
Với mức ý nghĩa 1%, kiểm định Wald test cho kết quả là Prob= 0.0000 <1%, vậy bác bỏ giả thuyết Ho và chấp nhận giả thuyết H1 hay nói cách khác: Với mức ý nghĩa 1%, mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
4.6.3.5 Kiểm định tự tương quan
Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Wooldrige để kiểm tra hiện tượng tự tương quan cho dữ liệu dạng bảng. Với các giả thuyết đặt ra là:
Giả thiết kiểm định:
Ho: Mơ hình khơng có tự tương quan H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan Kết quả kiểm định như sau:
F(1, 130) = 140.539 Prob>F= 0.0000
Dựa vào kết quả kiểm định ta thấy giá trị Prob = 0,0000 < 0.01 (<5%). Vì vậy bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu. Như vậy, với mức ý nghĩa 5%, mơ hình có tự tương quan.
Sau khi thực hiện kiểm định khuyết tật mơ hình thơng qua kiểm định Wald test để xác định hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kiểm định Wooldridge để xác định hiện tượng tự tương quan, mơ hình FEM lựa chọn tồn tại khuyết tật cần khắc phục. Tác giả tiến hành khắc phục khuyết tật để xây dựng mơ hình tối ưu..
4.6.3.6 Mơ hình hồi quy sau khi khắc phục khuyết tật
Tác giả sẽ sử dụng mơ hình ước lượng sai số chuẩn vững Robust Standard Errors Model (cịn được gọi là mơ hình sai số chuẩn mạnh) để khắc phục khuyết tật trong mơ hình FEM đã lựa chọn.
Bảng 4.6.3.6: Kết quả hồi quy ước lượng sai số điều chỉnh mơ hình FEM
Biến phụ thuộc Hệ số hồi quy (Coef) P-value Dấu kỳ vọng
ROA -0.5393029 0.000 - LIQ -0.022515 0.000 - SIZE 0.1359297 0.000 + TANG -.0716846 0.170 + GROWTH 0.0116058 0.191 - lnAGE -0.0557915 0.000 + UNI -.0343877 0.066 - TAX -0.0000906 0.000 + CPI 0.0002029 0.777 + GDP growth 0.0033539 0.030 + STATE 0.0003025 0.534 +
Kết quả của mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định (FEM) với ước lượng sai số điều chỉnh (robust standard errors) nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi cho thấy biến độc lập TANG, GROWTH, TAX và lnAGE ngược dấu so với dấu kỳ vọng giả thiết tác giả đưa ra., trong đó biến TANG và GROWTH với giá trị P-value > 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê. Biến CPI và STATE cũng khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình nghiên cứu.
Tác giả tiến hành làm sạch dữ liệu bằng cách loại bỏ các giá trị outliers của biến TAX, để giúp tăng cao độ chính xác cho mơ hình nghiên cứu. Cuối cùng tác giả thu được mơ hình chuẩn.
4.6.4 Mối quan hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp nghiệp
Kết quả định lượng
Bảng dưới đây trình bày kết quả hồi quy ba mơ hình của của các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu nhằm phân tích tương quan giữa những nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của của 436 doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết trên sàn HOSE và HNX trong thời gian từ năm 2008-2020.
Bảng 4.6.4a: Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp
Biến phụ thuộc Mơ hình FEM với sai số được điều chỉnh
(Robust standard errors)
ROA Hệ số hồi quy -0.546***
Sai số chuẩn (0.0997)
P-value (0.000)
LIQ Hệ số hồi quy -0.0226***
Sai số chuẩn (0.00395)
P-value (0.000)
SIZE Hệ số hồi quy 0.132***
Sai số chuẩn (0.0196)
P-value (0.000)
Sai số chuẩn (0.0521)
P-value 0.176
GROWTH Hệ số hồi quy 0.0125
Sai số chuẩn (0.00902)
P-value 0.166
lnAGE Hệ số hồi quy -0.0515***
Sai số chuẩn (0.0109)
P-value 0.000
UNI Hệ số hồi quy -0.0424*
Sai số chuẩn (0.0234)
P-value 0.071
TAX Hệ số hồi quy 0.00596**
Sai số chuẩn (0.00278)
P-value 0.032
CPI Hệ số hồi quy 0.000272
Sai số chuẩn (0.000720)
P-value 0.705
GDPgrowth Hệ số hồi quy 0.00459**
Sai số chuẩn (0.0018304)
P-value 0.012
STATE Hệ số hồi quy 0.000251
Sai số chuẩn (0.000489)
P-value 0.609
Constant Hệ số hồi quy -2.971***
Sai số chuẩn (0.534) P-value (0.000) Observations 1,196 R-squared 0.438 Number of FIRM 436
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả trên phần mềm Stata 16
Ghi chú: Các ký hiệu *, **, *** tương ứng với các ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. (Cụ thể như sau: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1).
Kết quả hồi quy mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định (FEM) với ước lượng sai số điều chỉnh (robust standard errors) đã được xử lý dữ liệu làm sạch các giá trị outliers cho thấy các nhân tố ROA, LIQ, lnAGE, UNI có có tác động nghịch chiều tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp và các nhân tố SIZE, TAX, GDPgrowth có tương quan thuận chiều cấu trúc vốn doanh nghiệp. Còn lại các yếu tố cấu trúc tài sản, tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp, chỉ số lạm phát, và tỷ lệ sở hữu nhà có tác động yếu và không đáng kể đến cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Bảng 4.6.4b: Tổng hợp kết quả tương quan dấu của các yếu tố ảnh hưởng đến CTV doanh nghiệp Biến phụ thuộc Kỳ vọng Kết quả nghiên cứu ROA - - LIQ - - SIZE + + TANG + N/A GROWTH - N/A lnAGE + - UNI - - TAX + + CPI + N/A GDPgrowth + + STATE + N/A
Kết quả hồi quy trên cho thấy bên cạnh những nhân tố có chiều hướng tác động phù hợp dự đoán của các lý thuyết, nghiên cứu trước đây về cấu trúc vốn thì cũng có một số nhân tố tác động ngược chiều hoặc không ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp. Sự tác động của từng nhân tố, khác biệt so với các lý thuyết cũng như so với một số nghiên cứu thực nghiệm của các tác giả khác sẽ được tác giả trình bày cụ thể trong phần tiếp theo.
Bằng chứng thực nghiệm và thảo luận
4.6.4.1 Mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và cấu trúc vốn doanh nghiệp.
nghiệp.
Kết quả nghiên cứu: Giả thuyết H1 được chấp nhận.
Từ kết quả hồi quy theo bảng 4.7.4 cho thấy hệ số hồi quy của biến ROA là - 0.5455022 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% thể hiện nhân tố khả năng sinh lời doanh nghiệp với biến đại diện là ROA có tác động ngược chiều với cơ cấu vốn doanh nghiệp với độ tin cậy cao 99%. Kết quả hồi quy biến ROA phù hợp với giả thiết ban đầu của tác giả đặt ra ở phần trước. Kết quả nghiên thực nghiệm của tác giả phù hợp với luận giải của lý thuyết trật tự phân hạng thông qua việc kết luận ảnh hưởng tiêu cực giữa cơ cấu vốn doanh nghiệp và khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Các doanh nghiệp khi có tỷ suất sinh lời ngày càng cao, sẽ ưu tiên sử dụng vốn nội bộ từ lợi nhuận giữ lại thay vì đi vay nợ để tài trợ cho hoạt động đầu tư sản xuất kinh doanh, vì thế có xu hướng giảm việc vay nợ hơn, tránh việc chia sẽ phần lợi nhuận thu được với các chủ nợ. Khi vốn nội bộ là lợi nhuận giữ lại cạn kiệt thì doanh nghiệp mới sử dụng nợ vay và sau cùng là phát hành cổ phiếu. Kết quả này trùng hợp với kết quả nghiên cứu của Qu Yumeng (2021), Đặng Thị Quỳnh Anh, Quách Thị Hải Yến (2014), Trần Việt Dũng và Bùi Đan Thanh (2019), Nguyễn Gia Tấn và cộng sự (2021).
Kết quả nghiên cứu của tác giả cũng phần nào phản ánh doanh nghiệp Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2020, trong bối cảnh hệ thống tài chính ngân hàng có nhiều biến dộng tái cơ cấu các tổ chức tín dụng, lãi suất cho vay cao, các doanh nghiệp chủ động nguồn vốn hoạt động hoạt động kinh doanh thông qua lợi nhuận giữ lại, các cơng ty niêm yết trên sàn chứng khốn có xu hướng tn theo lý thuyết trật tự phân hạng hơn là lý thuyết đánh đổi về cấu trúc vốn, theo đó các cơng ty sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn bên trong hơn là nguồn vốn bên ngoài.
4.6.4.2 Mối quan hệ giữa khả năng th.anh khoản và cấu trúc vốn của DN.
Giả thuyết H2: Tỷ lệ thanh khoản có tác động ngược chiều (-) đến cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Kết quả nghiên cứu cho thấy biến khả năng thanh khoản (LIQ) có tương quan nghịch chiều tới cấu trúc vốn của doanh nghiệp với mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả hồi quy phù hợp với giả thiết H2 của tác giả, chấp nhận giả thiết H2. Mối quan hệ ngược chiều của LIQ tới LEV cũng phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết chi phí đại diện và các nghiên cứu của Deesomask & ctg (2004), Tongkong& ctg (2013), Mateurs & Terra (2013). Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Vũ Hoàng Xuân Nga (2018), Phạm Thị Vân Trinh (2021) khi nghiên cứu về tác động của tính thanh khoản tới cấu trúc vốn doanh nghiệp.
Mối tương quan ngược chiều này phù hợp với quan điểm lý thuyết trật tự phân hạng và lý thuyết chi phí đại diện về cấu trúc vốn, theo đó các doanh nghiệp có thanh khoản tốt thường sẽ ưu tiên sử dụng nguồn tiền mặt tích lũy hoặc các tài sản có thanh khoản cao của nội bộ để tài trợ cho hoạt động đầu tư sản xuất kinh doanh