CHƢƠNG 3 : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.1 Thống kê mơ tả các biến nghiên cứu
Bảng 4.1: Thống kê mơ tả các biến cho ước lượng TL theo 2 cách tiếp cận
Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏnhất Giá trị lớn nhất
BDR 0.431127 0.192773 0.030923 0.850678 MDR 0.416494 0.242565 0.022775 0.960622 TANG 0.273763 0.175111 0.006417 0.812979 SIZE 27.10924 1.15815 24.31399 30.91049 GROWTH 1.156842 1.456227 0.059442 9.145990 ROA 0.077053 0.077660 -0.645506 0.500955 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.1 trình bày các số liệu thống kê tĩm tắt của các biến cho bước ước tính TL theo 2 cách tiếp cận (Fama – French (2002) và Blundell – Bond (1998)). Tỷ lệ nợ sổ sách trung bình cho các doanh nghiệp là 43% cao hơn so với tỷ lệ nợ thị trường là 42%. Tỷ lệ tài sản cố định trung bình chiếm 27%. Doanh thu trung bình là 27,109 tỷ đồng. Tốc độ tăng trưởng trung bình là 1.16 lần.
Bảng 4.2: Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình điều chỉnh từng phần của tồn bộ
mẫu nghiên cứu
Biến Trung bình Độ lệchchuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớnnhất
Biến phụ thuộc Change_BDR -0.00157 0.107834 -0.37641 0.411101 Change_MDR 0.028843 0.189263 -0.69581 0.560471 Biến độc lập DIS_BDR FM 0.026801 0.171245 0.37568 0.530310 DIS_MDR FM 0.00878 0.176671 0.44197 0.579617 DIS_BDR GMM 0.345007 0.319434 -0.758822 1.20286 DIS_MDR GMM 0.366531 0.360265 -0.897256 1.124394 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Đối với biến độc lập: Bảng 4.2 cho thấy sự thay đổi của kỳ sau so với kỳ trước tính
theo tỷ lệ nợ sổ sách thì thấp hơn so với sự thay đổi tính theo tỷ lệ nợ thị trường một phần là do tỷ lệ nợ thị trường cĩ sự dao động của giá cổ phiếu rất mạnh nhất là trong giai đoạn 2007-2008. Cụ thể, sự thay đổi của tỷ lệ nợ sổ sách trung bình là - 0.002 lần điều này cho thấy trung bình các cơng ty cĩ tỷ lệ nợ kỳ sau thấp hơn kỳ trước, trong đĩ sự thay đổi lớn nhất là 0.41 lần và nhỏ nhất là -0.38 lần. Sự thay đổi của tỷ lệ nợ thị trường là 0.03 lần, trong đĩ sự thay đổi lớn nhất là 0.56 lần và nhỏ nhất là -0.69 lần.
Đối với biến phụ thuộc: Bảng trên cho thấy tổng lượng trung bình mà tỷ lệ nợ phải
thay đổi để đưa cơng ty trở lại tỷ lệ nợ mục tiêu theo cách tính TL của Fama – French (2002) thì trong khoảng 0.1% đến 0.3% (tùy theo cách tính tỷ lệ nợ) thấp
hơn nhiều so với phương pháp tính TL theo Blundell – Bond (1998) là 35% đến 37% (tùy theo cách tính tỷ lệ nợ).
4.2 Ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu)
4.2.1 Cách tiếp cận 1: ƣớc lƣợng TL dựa trên mơ hình hồi quy ƣớc lƣợng theo Fama-French (2002)
Sử dụng Fama và Macbeth (1973) hồi quy chéo địn bẩy ước lượng hàng năm.
DRt+1 =
Ma trận tƣơng quan
Bảng 4.3: Ma trận tương quan cho BDR
BDR TANG SIZE GROWTH ROA
BDR 1.0000 TANG 0.0683 1.0000 SIZE 0.2381 -0.0137 1.0000 GROWTH -0.0337 0.0188 0.1492 1.0000 ROA -0.3892 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.4: Ma trận tương quan cho MDR
MDR TANG SIZE GROWTH ROA
MDR 1.0000 TANG 0.0515 1.0000 SIZE 0.0916 -0.0137 1.0000 GROWTH -0.5518 0.0188 0.1492 1.0000 ROA -0.559 -0.0894 0.1088 0.3986 1.0000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Từ hai bảng ma trận tương quan cho thấy khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập. Tác giả tìm thấy mối tương quan nghịch giữa biến phụ
thuộc BDR và 2 biến độc lập GROWTH và ROA đồng thời biến phụ thuộc MDR cũng tương quan nghịch với 2 biến độc lập GROWTH và ROA.
Kiểm định sự cĩ mặt của biến khơng cần thiết
Để loại biến khơng cần thiết trong mơ hình tác giả tiến hành hồi quy xem xét mức ý nghĩa P-value.
Bảng 4.5: Bảng kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng
cần thiết BDR Coef. Std. Err. t P>t TANG 0.031824 0.04316 0.74 0.461 SIZE 0.045323 0.006571 6.9 0.000 GROWTH 0.014319 0.005675 2.52 0.012 ROA 1.140239 0.106233 -10.73 0.000 _CONS 0.740865 0.17762 -4.17 0.000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự cĩ mặt của các biến khơng cần
thiết MDR Coef. Std. Err. t P > t TANG 0.035095 0.044965 0.78 0.435 SIZE 0.041699 0.006846 6.09 0.000 GROWTH 0.069599 0.005912 -11.77 0.000 ROA 1.286394 0.110676 -11.62 0.000 _CONS 0.515279 0.185048 -2.78 0.006 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Từ kết quả hồi quy ở hai bản trên cho thấy P-value của biến TANG lớn hơn mức ý nghĩa 0.05 theo kiểm định Wald Test thì biến TANG khơng cĩ ý nghĩa thống kê và bị loại ra khỏi mơ hình. Từ đĩ, kết quả hồi quy khi khơng cĩ biến TANG được thể hiện ở hai bảng sau:
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy cho BDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG
BDR Coef. Std. Err. t P > t SIZE 0.04527 0.006568 6.89 0.000 GROWTH 0.014572 0.005662 2.57 0.01 ROA -1.148455 0.105599 -10.88 0.000 _CONS 0.730472 0.176979 -4.13 0.000 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy cho MDR đánh giá sự khơng cĩ mặt của biến TANG
MDR Coef. Std. Err. t P > t SIZE 0.041641 0.006843 6.09 0.000 GROWTH 0.069320 0.005899 -11.75 0.000 ROA 1.295455 0.110022 -11.77 0.000 _CONS 0.503818 0.184392 -2.73 0.007 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11) Chọn lựa mơ hình phù hợp
Từ kết quả kiểm định, giá trị P-value đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là các hệ số độ dốc cĩ sự thay đổi theo thời gian hoặc theo cá nhân, nên ta khơng dùng phương pháp hồi quy OLS.
Tiếp theo, tác giả kiểm định Hausman để chọn lựa mơ hình hồi quy FEM hay REM:
Kết quả kiểm định các phương trình cho thấy giá trị Prob đều nhỏ hơn 0.05, vì vậy với độ tin cậy 95% ta cĩ đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyêt Ho, những tác động được coi là ảnh hưởng cố định, nên chọn lựa mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM) để ước lượng cho các phương trình trên sẽ giải thích tốt hơn mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM).
(chi tiết: Phụ lục 2)
Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan
Sau khi chọn mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định (FEM), tác giả tiến hành kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan.
+ Kiểm định phƣơng sai thay đổi
Kiểm định cho thấy, P-value đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Hai trường hợp đều cĩ phương sai thay đổi.
+ Kiểm định tự tƣơng quan
Hai trường hợp đều cĩ P-value < 0.05 nên cĩ tự tương quan bậc nhất.
+ Khắc phục phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan
Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) sau khi khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan thong qua lệnh trên Stata11:
Xtgls mdr size growth roa, panels[h] corr(a1)
(chi tiết: Phụ lục 2)
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama – French
(2002) cho BDR
BDR Coef. Std. Err. z P>z [95% Interval]Conf.
SIZE 0.046128 0.007080 6.52 0.000 0.032252 0.060005
GROWTH 0.006759 0.003169 2.13 0.033 0.000548 0.012971 ROA -0.681127 0.078515 -8.68 0.000 -0.835014 -0.52724 _CONS -0.750691 0.191581 -3.92 0.000 -1.126.183 -0.3752
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy ước lượng TL theo phương pháp tiếp cận Fama –
French (2002) cho MDR
MDR Coef. Std. Err. z P>z [95% Interval]Conf.
SIZE 0.047354 0.007722 6.13 0.000 0.032219 0.062489
GROWTH -0.068677 0.003879 -17.71 0.000 -0.076279 -0.06107 ROA -1.006.647 0.098693 -10.2 0.000 -1.200.081 -0.81321 _CONS -0.673176 0.209212 -3.22 0.001 -1.083.224 -0.26313
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Từ hai bảng kết quả hồi quy 4.7, 4.8 ta cĩ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm sau:
BDRi,t+1 = -0.750691+ 0.046128*SIZE + 0.006759*GROWTH - 0.681127*ROA
Tác giả ước lượng tỷ lệ địn bẩy theo phương pháp tiếp cận Fama – French (2002) trong đĩ biến phụ thuộc lần lượt là tỷ lệ nợ theo sổ sách (BDR) và tỷ lệ nợ theo thị trường (MDR) và các biến độc lập là quy mơ doanh nghiệp (SIZE), cơ hội tăng trưởng (GROWTH) và khả năng sinh lợi (ROA) đều cho kết quả cĩ ý nghĩa thống kê. Cụ thể:
Biến SIZE cho kết quả tương quan dương với cả MDR và BDR với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%, đúng với lập luận của lý thuyết đánh đổi đã trình bày và ngược với lý thuyết trật tự cho rằng cĩ mối tương quan âm giữa địn bẩy và quy mơ.
Biến GROWTH cho kết quả là một mối tương quan âm với MDR với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm cho lý thuyết cấu trúc vốn cho rằng “đầu tư dự kiến lớn hơn sẽ cĩ địn bẩy ít hơn”. Tuy nhiên, đối với trường hợp hồi quy BDR, kết quả của biến GROWTH cho ra một mối tương quan dương và cĩ ý nghĩa ở mức 5%.
Biến ROA đều cho kết quả tương quan âm với cả MDR và BDR với mức ý nghĩa nhỏ hơn 1%, đúng với lập luận của lý thuyết trật tự phân hạng nhưng đối lập với lý thuyết đánh đổi.
4.2.2 Cách tiếp cận thứ 2: mơ hình điều chỉnh từng phần ƣớc lƣợng TL theo phƣơng pháp của Blundell và Bond (1998)
DRi,t+1 = (λβ)Xi,t + (1 − λ)DRi,t + λFi + ei,t+1.
Bảng 4.11: Kết quả sử dụng phương pháp GMM cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của
biến khơng cần thiết qua 1 dộ trễ
BDR Hệ số chuẩnSai số z P>z [95% Interval] Conf. BDR L1. 0.509643 0.063584 8.02 0.000 0.385020 0.634265 SIZE 0.052225 0.013737 3.8 0.000 0.025302 0.079148 ROA -0.442586 0.090961 -4.87 0.000 -0.620866 -0.26431 TANG -0.028218 0.063706 -0.44 0.658 -0.153079 0.096644 GROWTH -0.001052 0.004490 -0.23 0.815 -0.009851 0.007747 _CONST -1.170441 0.368174 -3.18 0.001 -1.892049 -0.44883 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.12: Kết quả sử dụng phương pháp GMM cho BDR đánh giá sự cĩ mặt của
biến khơng cần thiết qua 2 độ trễ
BDR Hệ số chuẩnSai số z P>z [95% Interval] Conf. BDR L1. 0.621828 0.075948 8.19 0 0.472974 0.770683 BDR L2. -0.011138 0.051717 -0.22 0.829 -0.1125 0.090225 SIZE 0.043459 0.014004 3.1 0.002 0.016011 0.070907 ROA -0.417049 0.095107 -4.39 0 -0.603456 -0.23064 TANG -0.103971 0.067031 -1.55 0.121 -0.235349 0.027407 GROWTH 0.018302 0.011289 1.62 0.105 -0.003825 0.040428 _CONST -0.971793 0.377233 -2.58 0.01 -1.711.156 -0.23243 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng trên cho thấy P-value của các biến TANG, GROWTH đều cĩ giá trị > 0.05 qua độ trễ 1 và độ trễ 2 với biến trễ là BDR nên các biến này khơng cĩ ý nghĩa đối với phương pháp này.
Bảng 4.13: Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần từ phương
pháp tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho BDR
BDR Hệ số Sai số
chuẩn z P>z [95% Interval]Conf.
BDR L1. 0.511723 0.057192 8.95 0.000 0.399629 0.6238
SIZE 0.053978 0.012565 4.3 0.000 0.029351 0.0786
ROA -0.432875 0.082575 -5.24 0.000 -0.594719 -0.271
_CONST -1.229042 0.340107 -3.61 0.000 -1.895639 -0.562
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Bảng 4.14: Kết quả các hệ số của mơ hình điều chỉnh từng phần từ phương pháp
tiếp cận Blundell – Bond (1998) cho MDR
MDR Hệ số Sai số
chuẩn z P>z [95% Interval]Conf.
MDR L1. 0.224514 0.031779 7.06 0.000 0.162230 0.2868 SIZE 0.081082 0.017012 4.77 0.000 0.047740 0.1144 ROA -0.862312 0.107316 -8.04 0.000 -1.072647 -0.652 TANG -0.156924 0.076713 -2.05 0.041 -0.307279 -0.007 GROWTH -0.089419 0.005030 -17.78 0.000 -0.099276 -0.08 CONST -1.631685 0.459408 -3.55 0.000 -2.532109 -0.731 (Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
Từ kết quả bảng 4.13 và 4.14, tốc độ điều chỉnh cơ bản đối với trường hợp biến độc lập là BDR và MDR lần lượt là 49% và 77.5%. Sử dụng các giá trị DR thực tế và tốc độ vừa xác định được đưa vào phương trình tác giả thu được các giá trị TL theo phương pháp GMM như phương trình sau:
TLi,t+1 = (1/0.49)*(BDRi, t+1 + (1-0.49)*BDRi,t ) + ei,t
TLi,t+1 = (1/0.775)*(MDRi, t+1 + (1-0.775)*MDRi,t ) + ei,t
4.2.3 Kết quả ƣớc lƣợng TL (địn bẩy mục tiêu) theo 2 cách tiếp cận
Từ các kết quả trên, tác giả ước lượng được các giá trị biến TL cho việc tính tốn tốc độ điều chỉnh (λ) từ phương trình điều chỉnh từng phần số (1) như sau:
BDRi,t+1 = -0.750691+ 0.046128*SIZE + 0.006759*GROWTH - 0.681127*ROA (4)
MDRi,t+1 = -0.673176 + 0.047354*SIZE - 0.068677*GROWTH - 1.006647*ROA (5)
TLi,t+1 = (1/0.49)*(BDRi, t+1 + (1-0.49)*BDRi,t ) + ei,t (6)
TLi,t+1 = (1/0.775)*(MDRi, t+1 + (1-0.775)*MDRi,t ) + ei,t (7)
Để cĩ cái nhìn trực quan hơn, tác giả trình bày kết quả dự đốn địn bẩy mục tiêu (TL) trong hình (4.1, 4.2, 4.3, 4.4).
Hình 4.1, 4.2,4.3 và 4.4 diễn tả tỷ lệ nợ mục tiêu theo sổ sách (BDR) và tỷ lệ nợ mục tiêu theo thị trường (MDR) bằng cách sử dụng các phương pháp của Fama-French (2002) và Blundell – Bond (1998). Trục ngang đại diện cho tỷ lệ nợ mục tiêu, trục dọc đại diện cho số quan sát. Các cột đồ thị diễn tả số quan sát tương ứng với từng tỷ lệ nợ rời rạc.
Hình 4.1: TL từ Fama-French theo BDR Hình 4.2: TL từ Fama-French theo BDR
Hình 4.3: TL từ Blundell-Bond theo BDR Hình 4.4: TL từ Blundell-Bond theo MDR
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
(chi tiết: Phụ lục 3)
Quan sát đồ thị từ hình 4.1 đến hình 4.4 cĩ thể thấy các tỷ lệ nợ mục tiêu đa phần tập trung ở giữa mức tỷ lệ nợ 0% và 100%. Đối với các mục tiêu tính theo MDR tính theo Fama - French, một phần ước lượng đáng kể thì nhỏ hơn 0, mặc dù khơng cĩ ước lượng vượt quá 100%. Tuy nhiên, các địn bẩy mục tiêu ước lượng từ phương pháp của Blundell- Bond (hình 4.3, 4.4) cĩ xu hướng phân bố rộng hơn so với các địn bẩy mục tiêu ước lượng theo Fama – French (hình 4.1, 4.2).
Bảng 4.15: Thống kê mơ tả ĐBMT theo 2 cách tiếp
cận
Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Theo Fama-French (2002)
TL_BDR 0.4253 0.1509 -0.3370 1.2332
TL_MDR 0.4579 0.0698 0.2247 0.9636
Theo Blundell – Bond (1998)
TL_BDR 0.7712 0.3805 -0.19 1.5967
TL_MDR 0.7600 0.4485 -0.379 1.7116
(Nguồn: tính tốn từ Stata 11)
(chi tiết: Phụ lục 3)
4.3 Kết quả ƣớc lƣợng của định giá sai giá cổ phần
Bảng 4.16: Thống kê mơ tả định giá sai giá cổ phần
Biến Trung bình Trung vị Độ lệch
chuẩn Giá trị nhỏnhất Giá trị lớn nhất
VP0 0.854528 0.528066 1.324531 -3.0778 9.234955
(Nguồn: tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)
(chi tiết: Phụ lục 3)
Bảng trên cho thấy trung bình và trung vị của định giá sai theo lợi nhuận thực tế năm kế tiếp lần lượt là 0.85 đồng và 0.53 đồng . Qua kết quả định giá sai giá cổ phần từ năm 2006 đến 2009 trong mẫu 72 doanh nghiệp cho thấy, khơng cĩ sự thiên lệch đáng kể về xu hướng của việc định giá cao hơn hay định giá thấp hơn giá cổ phần trong giai đoạn này.
Các kiểm định chọn mơ hình, phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong phụ lục 4, ta cĩ bảng tổng hợp kết quả kiểm định của 4 hồi quy tính tốc độ điều chỉnh theo mơ hình điều chỉnh từng phần cho tồn mẫu nghiên cứu như sau:
Chọn mơ hình phù hợp:
Theo kiểm định likelihood và hausman test ta thấy các kết quả theo từng trường hợp như sau:
Đối với hồi quy theo phương pháp tính TL từ Fama – French kết quả cĩ P-value của hai kiểm định < 0.05 nên chọn mơ hình FEM.
Đối với hồi quy theo phương pháp tính TL từ Blundell – Bond kết quả của kiểm định Likelihood cĩ P-value > 0.05 nên chọn mơ hình hồi quy OLS.
Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan:
TH cĩ PSTĐ, cĩ hiện tượng tự tương quan: - Hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo BDR TH cĩ PSTĐ, chưa phát hiện cĩ tự tương quan:
- Hồi quy cĩ TL từ Fama – French theo MDR - Hồi quy cĩ TL từ Blundell – Bond theo BDR - Hồi quy cĩ TL từ Blundell – Bond theo MDR
Sau khi khắc phục các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi ta cĩ bảng tổng hợp kết quả ở 4 trường hợp như sau:
Bảng 4.17 trình bày tốc độ điều chỉnh địn bẩy về địn bẩy mục tiêu cĩ được từ việc hồi quy OLS tồn bộ mẫu nghiên cứu theo phương trình (1) với TL là các giá trị ước lượng từ tỷ lệ nợ thị trường và tỷ lệ nợ sổ sách theo phương pháp Fama - French (2002) và Bundell-Bond (1998).
[TLt+1 – DRt] (DISTANCE) trong phương trình (1) là tỷ lệ nợ cơng ty phải thay đổi để trở lại tỷ lệ nợ mục tiêu. Vì vậy, nếu cơng ty điều chỉnh tỷ lệ nợ về tỷ lệ nợ mục tiêu trong năm tới thì giá trị của hệ số λ sẽ bằng 1.
Bảng 4.17: Ước lượng tốc độ điều chỉnh địn bẩy về ĐBMT đối với tồn bộ mẫu nghiên cứu λ N TL từ Fama-French theo BDR 0.146539*** (0.024535) 432 TL từ Fama-French theo MDR 0.168795*** (0.040955) 432
TL từ Blundell - Bond theo BDR 0.121185*** (0.009616)
432
TL từ Blundell - Bond theo MDR 0.240199*** (0.014246)