Chƣơng 1 : TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI
2.3.2. Xây dựng mô hình hồi quy
2.3.2.4. Kiểm tra các giả định của mơ hình
Đa cộng tuyến: Để phát hiện đa cộng tuyến tác giả sử dụng mơ hình hồi
qui phụ giữa các biến độc lập với nhau để xem xét hiện tƣợng cộng tuyến giữa chúng.
Đối với mơ hình tổng nợ: Dựa vào kết quả hồi qui phụ đƣợc thể hiện
trong các phụ lục 2.9 đến 2.13. Với mức ý nghĩa 5% ta nhận thấy các cặp biến qui mô doanh nghiệp và tài sản cố định, qui mô doanh nghiệp và khả năng thanh khoản, lãi suất và hiệu suất của giá cổ phiếu có xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, theo nguyên tắc “ngón tay cái” (Rule of Thumb) của Klien, hiện tƣợng cộng tuyến trở thành vấn đề nghiêm trọng nếu giá trị Rj2 thu đƣợc từ một hàm hồi qui phụ nào đó lớn hơn giá trị R2 của hàm hồi qui chính. Từ kết quả hồi qui, R2 của các mơ hình hồi qui phụ đều nhỏ hơn hệ số xác định R2 của hàm hồi qui chính nên mức độ cộng tuyến giữa các biến độc lập tƣơng đối thấp. Do đó, ta có thể bỏ qua hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Mặt khác, theo phƣơng pháp nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF. Với Rj2 là hệ số xác định của hàm hồi qui phụ. Khi R2 tiến về 1, nghĩa là mức độ cộng tuyến
giữa Xj với những biến độc lập cịn lại càng cao thì VIFj càng lớn. Quy tắc kinh nghiệm là khi VIFj >10 Rj2
> 0.9 thì mức độ cộng tuyến đƣợc xem là cao. 1 Từ kết quả hồi qui phụ ta có: VIFsize =1/(1-0.4364) =1.77, VIFtang =1/(1- 0.1928) =1.23, VIFliquid =1/(1-0.3767) = 1.6, VIFspp =1/(1-0.1452) = 1.17, VIFinterest =1/(1-0.1345)=1.15. VIF của các hàm hồi qui phụ đều rất thấp theo kinh nghiệm là khi VIFj >10 Rj2 > 0.9 thì mức độ cộng tuyến đƣợc xem là cao chứng tỏ mức độ đa cộng tuyến giữa các phiến độc lập thấp nên ta có thể bỏ qua hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Đối với mơ hình nợ dài hạn: Dựa vào kết quả hồi qui đƣợc thể hiện trong phụ lục 2.14 giữa biến tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp và tài sản cố định hữu hình có P-value= 0.3355 lớn hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa 5% nên không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp và tài sản cố định hữu hình.
Phƣơng sai của nhiễu thay đổi
Để kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, với kiểm định White, giả thuyết đƣợc đặt ra nhƣ sau:
H0: không tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi H1: có tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Đối với mơ hình tổng nợ: Theo kết quả kiểm định phụ lục 2.15, ta thấy
nR2=21.44 có xác suất p-value tƣơng ứng là 0.3715 > mức ý nghĩa 5% nên chấp nhận giả thiết H0: mơ hình không tồn tại phƣơng sai thay đổi.
Đối với mơ hình nợ dài hạn: Theo kết quả kiểm định phụ lục 2.16, ta
thấy nR2=5.32 có xác suất p-value tƣơng ứng là 0.3774 > mức ý nghĩa 5% nên chấp nhận giả thiết H0: mơ hình khơng tồn tại phƣơng sai thay đổi.
Tự tƣơng quan của nhiễu
Để kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan của nhiễu, với kiểm định Breusch Godfrey, giả thuyết đƣợc đặt ra nhƣ sau:
1 Ths Phạm Trí Cao.Ths Vũ Minh Châu (2010), Kinh tế lượng ứng dụng, Nhà xuất bản thống kê Tp. Hồ Chí Minh
H0: Không tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan ở bất kỳ bậc nào H1: Có tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan ở bất kỳ bậc nào Đối với mơ hình tổng nợ
Kết quả kiểm định phụ lục 2.17 ta thấy giá trị thống kê F và Chi-Square đều có p-value =0.0003 nhỏ hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa 5%. Điều này có cơ sở để thừa nhận xảy ra tự tƣơng quan bậc 1 trong chuỗi phần dƣ.
Mặt khác, từ bảng kết quả hồi qui phụ lục 2.7, ta có giá trị thống kê Durbin Watson Stat d=0,945508. Dựa vào bảng Durbin-Watson, với n=50 (giá trị này gần với cỡ mẫu của chúng ta nhất, gồm 52 quan sát), k’=5 (do có 5 biến độc lập), ta có dL=1.335 và dU=1.771 tại mức ý nghĩa 5%. Vì d=0.945508 <dL =1.335 nên ta bác bỏ giả thiết H0: khơng có tự tƣơng quan và thừa nhận có tự tƣơng quan dƣơng bậc 1 trong phần dƣ.
Để khắc phục vấn đề tự tƣơng quan bậc 1 của mơ hình hồi qui đang xét bằng cách sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng bé nhất tổng quát GLS. Ta cần ƣớc lƣợng hệ số tự tƣơng quan ρ, ký hiệu .
Phƣơng pháp thống kê d:
Ta có, = 1- d/2 = 1-0.945508/2 = 0.527246
Hồi qui sai phân cấp 1 tổng quát: kết quả phụ lục 2.18 Dùng kiểm định Breusch-Godfrey: kết quả phụ lục 2.19
Ta có P-value = 0.2104> mức ý nghĩa 5% nên khơng cịn tự tƣơng quan
Phƣơng pháp Durbin –Watson 2 bƣớc
Kết quả bảng 2.20 – ta có = 0.537838
Hồi qui sai phân cấp 1 tổng quát: kết quả phụ lục 2.21 Dùng kiểm định Breusch-Godfrey: kết quả phụ lục 2.22
Ta có p-value = 0.2302 >5% nên khơng cịn tự tƣơng quan. Ngồi ra các chỉ tiêu và các giả định của mơ hình vẫn đƣợc đảm bảo nhƣ: sự phù hợp của mơ hình có R2 = 68.21%, hệ số xác định điều chỉnh = 64.68% tƣơng đối cao, p-value của các biến độc lập đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên các biến độc lập đều có ý nghĩa
tƣợng phƣơng sai thay đổi. Kết quả hồi qui phụ giữa các biến độc lập đƣợc thể hiện trong phụ lục 2.24 đến 2.28, ta thấy hệ số xác định R2 của các hàm hồi qui phụ đều nhỏ hơn R2 của hàm hồi qui chính nên hiện tƣợng đa cộng tyến giữa các biến độc lập tƣơng đối thấp nên ta có thể bỏ qua hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Đối với mơ hình nợ dài hạn
Kết quả kiểm định phụ lục 2.29 ta thấy giá trị thống kê F có P-value = 0.0146 và Chi-Square có p-value =0.0132 nhỏ hơn so với mức ý nghĩa 5%. Điều này có cơ sở để thừa nhận xảy ra tự tƣơng quan bậc 1 trong chuỗi phần dƣ.
Mặt khác, từ bảng kết quả hồi qui phụ lục 2.8, ta có giá trị thống kê Durbin Watson Stat d=1.31177. Dựa vào bảng Durbin-Watson, với n=50 (giá trị này gần với cỡ mẫu của chúng ta nhất, gồm 52 quan sát), k’=2 (do có 2 biến độc lập), ta có dL=1.462 và dU=1.1628 tại mức ý nghĩa 5%. Vì d=1.311 <dL =1.462 nên ta bác bỏ giả thiết H0: khơng có tự tƣơng quan và thừa nhận có tự tƣơng quan dƣơng bậc 1 trong phần dƣ.
Để khắc phục vấn đề tự tƣơng quan bậc 1 của mơ hình hồi qui đang xét bằng cách sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng bé nhất tổng quát GLS. Ta cần ƣớc lƣợng hệ số tự tƣơng quan ρ, ký hiệu .
Phƣơng pháp thống kê d:
Ta có, = 1- d/2 = 1-1.31177/2 = 0.344
Hồi qui sai phân cấp 1 tổng quát: kết quả phụ lục 2.30 Dùng kiểm định Breusch-Godfrey: kết quả phụ lục 2.31
Ta thấy giá trị thống kê F có P-value = 0.4548 và Chi-Square có p-value = 0.4351 lớn hơn so với mức ý nghĩa 5% nên khơng cịn tự tƣơng quan.
Phƣơng pháp Durbin –Watson 2 bƣớc
Kết quả bảng 2.32 – ta có = 0.522
Hồi qui sai phân cấp 1 tổng quát: kết quả phụ lục 2.33 Dùng kiểm định Breusch-Godfrey: kết quả phụ lục 2.34
lập đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê. Kết quả phụ lục 2.35 có p-value = 0.8767 > 5% nên không tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Kết quả hồi qui phụ giữa các biến độc lập đƣợc thể hiện trong phụ lục 2.36, ta thấy P-value = 0.53 lớn hơn so với mức ý nghĩa 5% tức là biến tài sản cố định hữu hình khơng có ý nghĩa thống kê và khơng có ảnh hƣởng đến biến tốc độ tăng trƣởng của doanh nghiệp. Do đó, mơ hình nợ dài hạn khơng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.