Phân tích hồi quy đa biến là kỹ thuật thống kê được dùng để kiểm tra mối tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trong khảo sát này biến phụ thuộc
là hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua biến các ROA, ROE, GM,
Tobin’s Q, các biến độc lập là STDTA, LTDTA, TDTA, LNTA. Ba mơ hình hồi quy được chạy để kiểm định như sau:
(1) Performance I,t = β0 + β1 STDTAI,t + β2 LNTAI,t + eI,t (2) Performance I,t = β0 + β1 LTDTAI,t + β2 LNTAI,t + eI,t (3) Performance I,t = β0 + β1 TDTAI,t + β2 LNTAI,t + eI,t
Qua mô tả các biến phần trên, ta có 12 phương trình hồi quy được chạy để xác
định sự ảnh hưởng của các biến cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động của doanh
nghiệp. Hơn nữa, trong phương trình hồi quy, biến điều khiển được thêm vào
bằng cách lấy log của tổng tài sản để kiểm tra ảnh hưởng hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp. Giá trị R-bình phương trong các kết quả sau là thấp trong một
số trường hợp bởi vì cấu trúc vốn được đo bằng ba biến: STDTA, LTDTA và
TDTA được sử dụng như là một biến độc lập duy nhất trong mối quan hệ. Ta có tổng cộng bốn hồi quy cho mỗi biến phụ thuộc lần lượt là ROA, ROE, GM và Tobin’s Q phản ánh qua ba thước đo cấu trúc vốn là STDTA, LTDTA và TDTA.
Kết quả kiểm định các giả định hồi quy của pooled OLS
+ Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Biến phụ thuộc
Mơ hình 1 (VIF) Mơ hình 2 (VIF) Mơ hình 3 (VIF)
STDTA LNTA LTDTA LNTA TDTA LNTA
ROA 1.006 1.006 1.172 1.172 1.126 1.126
ROE 1.006 1.006 1.172 1.172 1.126 1.126
GM 1.006 1.006 1.172 1.172 1.126 1.126
Kiểm định đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy tại bảng Coefficientsa của phụ
lục 03 ở 12 phương trình hồi quy cho thấy, các biến độc lập đều có giá trị VIF
khá nhỏ, trong khi đó theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) thì giá trị VIF < 10 là đạt yêu cầu. Như vậy ta có thể khẳng định rằng, hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập là khơng xảy ra, vì vậy kết quả hồi quy được giải thích an tồn.
+ Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư
Biến phụ thuộc
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Durbin Waston Durbin Waston Durbin Waston
ROA 1.690 1.567 1.639
ROE 1.962 1.948 1.961
GM 1.934 1.881 1.898
Tobin’s Q 1.846 1.869 1.848
Thông thường giá trị Durbin Waston càng gần 2 thì càng khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra, Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) cho rằng giá trị Durbin Waston trong khoảng 1 đến 3 là an tồn. Vì vậy, với kết quả thống kê trên có thể kết luận là khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
+ Kết quả kiểm định phân phối chuẩn phần dư
Biến phụ thuộc
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Mean Std.Dev Mean Std.Dev Mean Std.Dev
ROA 1.02e-16 0.999 6.18e-17 0.999 8.85e-17 0.999
ROE -5.10e-18 0.999 -7.05e-18 0.999 8.19e-17 0.999
GM 2.47e-16 0.999 2.36e-16 0.999 -6.32e-17 0.999
Tobin’s Q -4.26e-16 0.999 -3.40e-16 0.999 -5.16e-16 0.999
Kết quả trong biểu đồ Histogram được thống kê bên trên cho thấy giá trị trung
bình của phần dư (mean) ở 12 phương trình hồi quy là rất nhỏ gần như bằng giá
giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
+ Kết quả kiểm định giả định liên hệ tuyến tính
Kết quả hồi quy hình 1.3, hình 1.6, hình 1.9, hình 1.12, hình 1.15, hình 1.18, hình 1.21, hình 1.24, hình 1.27, hình 1.30, hình 1.33, hình 1.36 tại phụ lục 03, dựa trên các đồ thị phân phối này, ta nhận thấy đồ thị phân phối khơng hình thành bất kỳ quy luật nào như hyperbol, parabol, cubic…Vì vậy, có thể kết luận là giả thuyết quan hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Ta có bảng kết quả chạy mơ hình hồi quy qua biến phụ thuộc ROA:
Bảng 4.2: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động qua thang đo ROA
Biến
Hiệu quả hoạt động qua thang đo ROA
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Constant 25.725 17.092 19.508 STDTA -14.152(0.000) LTDTA -10.462 (0.000) TDTA -20.164 (0.000) LNTA -1.038 (0.000) -.779 (0.000) -.136 (0. 359) R bình phương 15.7% 6.2% 25.9% F 145.223 51.320 272.531 Sig. 0.000 0.000 0.000
Kết quả bảng 4.2 cho thấy ở cả 3 mơ hình, hệ số kỳ vọng có mối tương quan âm, điều này có nghĩa là nợ ngắn hạn, nợ dài hạn và tổng nợ trên tổng tài sản có tác động ngược chiều rất đáng kể đến hiệu quả hoạt động của công ty đo bằng tỷ suất
sinh lời trên tổng tài sản (ROA). Với biến điều khiển là quy mô của công ty
(LNTA) cũng có tác động ngược chiều đáng kể tương tự với hiệu quả hoạt động
của doanh nghiệp đo lường bằng ROA. Kết quả cho thấy rằng mức độ sử dụng
địn bẩy càng cao thì càng tác động tiêu cực lên ROA.
Cụ thể: Theo kết quả hồi quy đa biến trong bảng 4.2, kiểm định F trong bảng
ANOVA có giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 (với độ tin cậy 95%), vì vậy có thể khẳng định là các mơ hình hồi quy là phù hợp. Với phương sai hiệu chỉnh R2 đối với mô
hạn trên tổng tài sản (STDTA), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTDTA), tổng nợ trên tổng tài sản (TDTA) có thể giải thích 15.7%, 6.2%, 25.9% cho sự biến thiên
của biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (ROA). Và kết quả kiểm định hệ số
hồi quy chúng ta thấy giá trị sig. của STDTA, LTDTA, TDTA, LNTA ở cả 3 mơ
hình sig.= 0.000 < 0.05 (với độ tin cậy 95%), vì vậy, ta có thể khẳng định các
biến trên ảnh hưởng có ý nghĩa đến ROA, trong đó, giá trị hệ số hồi quy của
STDTA (β = -14.152, Sig. =0.000) điều này cho biết STDTA có ảnh hưởng
ngược chiều đến ROA, nghĩa là STDTA tăng 1 lần thì hiệu quả hoạt động doanh nghiệp giảm xuống 14.152%, trong khi giá trị hệ số hồi quy của LTDTA ( β = -
10.462, Sig. =0.000), tương tự điều này cho biết LTDTA có ảnh hưởng ngược
chiều đến ROA, nghĩa là khi hệ số LTDTA tăng 1 lần thì ROA giảm xuống
10.462%, với hệ số hồi quy của TDTA ( β = -20.164, Sig.=0.000) cũng cho biết tác động ngược chiều với ROA, tương tự khi hệ số TDTA tăng 1 lần thì ROA giảm xuống 20.164%. Với biến quy mô doanh nghiệp (LNTA) cho thấy sự tác động ngược chiều ở cả 3 mơ hình, nghĩa là LNTA càng lớn thì càng phụ thuộc vào nợ ngắn hạn và tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Ảnh hưởng ngược chiều này được giải thích là do chi phí cao từ việc sử dụng nợ ngắn hạn và nợ dài hạn, việc sử dụng nợ là không hiệu quả. Điều này là phù hợp với nghiên cứu của Ebaid (2009); Bokpin và cộng sự năm (2010). Trong khi
Abor (2007) tìm thấy tác động cùng chiều giữa ngắn nợ ngắn hạn trên tổng tài
sản và tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản trong các doanh nghiệp vừa và nhỏ
(SMEs) vì bản chất của ngành cơng nghiệp mà họ đang hoạt động và mức độ lãi
suất thấp.
Ta có 3 phương trình hồi quy qua thang đo ROA như sau:
(1) ROA I,t = 25.725 - 14.152* STDTAI,t - 1.038 * LNTAI,t + eI,t (2) ROA I,t = 17.092 - 10.462 * LTDTAI,t - 0.779 * LNTAI,t + eI,t (3) ROA I,t = 19.508 - 20.164 * TDTAI,t - 0.136 * LNTAI,t + eI,t
Ta có bảng kết quả chạy mơ hình hồi quy qua biến phụ thuộc ROE:
Bảng 4.3: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động qua thang đo ROE
Biến
Hiệu quả hoạt động qua thang đo ROE
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Constant 29.021 16.401 31.983 STDTA 10.960 (0.014) LTDTA -40.010 (0.000) TDTA -5.344 (0.253) LNTA -1.620 (0.021) 0.157 (0.835) -1.203 (0.106) R bình phương 0.7% 2.3% 0.4% F 5.298 18.563 2.900 Sig. 0.005 0.000 0.055
Bảng 4.3 cho thấy rằng các biến cấu trúc vốn được đo bằng STDTA có ảnh
hưởng cùng chiều rất mạnh đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp đo bằng tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) trong khi LTDTA, TDTA có ảnh hưởng
ngược chiều. Kết quả này phù hợp với Abor (2005) tìm thấy tác động cùng chiều
và đáng kể giữa STDTA và ROE, Vì nợ ngắn hạn là dễ tiếp cận và sử dụng nhiều
nợ ngắn hạn với mức lãi suất thấp tương đối tốt hơn đã dẫn đến sự gia tăng lợi
nhuận của doanh nghiệp trong ngành công nghiệp của Việt Nam. Trong khi
Zeitun và Tian (2007) và Ebaid (2009), Bokpin (2009) tìm thấy tác động ngược
chiều và có ý nghĩa thống kê cho STDTA với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu trong nền kinh tế thị trường mới nổi.
Theo kết quả hồi quy trong bảng 4.3, mơ hình 1 và mơ hình 2 là có giá trị Sig. = 0.005 và sig. = 0.000< 0.05(với độ tin cậy 95%), điều này có nghĩa mơ hình 1 và mơ hình 2 trên là phù hợp, riêng mơ hình 3 có giá trị sig.=0.055>0.05 vì vậy
khơng có ảnh hưởng có ý nghĩa đến ROE. Với phương sai hiệu chỉnh R2 đối với
mơ hình (1), (2) lần lượt là 0.07, 0.023, nghĩa là thang đo của nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STDTA), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTDTA) có thể giải thích
7%, 2.3% sự biến thiên của biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (ROE), trong
10.960, Sig.=0.005) điều này cho biết STDTA có tác động cùng chiều ROE,
nghĩa là khi STDTA tăng 1 lần thì hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tăng lên
10.960%, trong khi giá trị hệ số hồi quy của LTDTA( β = -40.010, Sig.=0.000) cho biết LTDTA có tác động ngược chiều ROE, nghĩa là khi hệ số LTDTA tăng 1 lần thì hiệu quả hoạt động doanh nghiệp giảm xuống 40.010%. Với biến TDTA ở mơ hình 3 có giá trị hệ số hồi quy (β = -5.344, Sig.=0.253) cho biết là khơng có ảnh hưởng có ý nghĩa đến ROE, bởi vì TDTA là tổng của STDTA, LTDTA nên khi doanh nghiệp vừa sử dụng nợ ngắn hạn vừa sử dụng nợ dài hạn với tỷ lệ cao, dẫn đến việc vừa tác động cùng chiều ROE cũng vừa có tác động ngược chiều
ROE. Với biến quy mô doanh nghiệp (LNTA) thì cho thấy có tác động ngược
chiều có ý nghĩa với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong mơ hình 1. Ta có 2 phương trình hồi quy qua thang đo ROE như sau:
(1) ROE I,t = 29.021 + 10.960* STDTAI,t - 1.620 * LNTAI,t + eI,t (2) ROE I,t = 16.401 - 40.010 * LTDTAI,t -0.157* LNTAI,t + eI,t
Ta có bảng kết quả chạy mơ hình hồi quy qua biến phụ thuộc GM:
Bảng 4.4: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động qua thang đo GM
Biến Hi
ệu quả hoạt động qua thang đo GM
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Constant 35.388 33.373 26.274 STDTA -23.419 (0.000) LTDTA 13.271 (0.000) TDTA -20.074 (0.000) LNTA -0.575 (0.010) -1.404 (0.000) 0.210 (0.388) R bình phương 15.7% 2.7% 10.7% F 144.725 21.486 93.339 Sig. 0.000 0.000 0.000
Bảng 4.4 cho thấy rằng STDTA và TDTA có ảnh hưởng ngược chiều và đáng kể đến các hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng GM. Trong
khi LTDTA có tác động cùng chiều đối với hiệu quả hoạt động của công ty do
gian gia tăng lợi nhuận doanh nghiệp. Abdul G Khan (2012) có những phát hiện
tương tự cho ảnh hưởng của đòn bẩy đến hiệu quả hoạt động. Điều này phù hợp
với mơ hình trật tự phân hạng, vì các cơng ty sử dụng nguồn tài trợ nội bộ sau đó chuyển sang nguồn tài trợ kém thuận lợi hơn như nợ và vốn cổ phần bởi vì các chi phí liên quan có được những nguồn tài trợ bên ngoài là rất cao ( Abor, 2007) Theo kết quả hồi quy trong bảng 4.4 ở cả 3 mơ hình, giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 (với độ tin cậy 95%), điều này có nghĩa các mơ hình trên cũng được ủng hộ. Với
phương sai hiệu chỉnh R2 đối với mơ hình (1), (2), (3) lần lượt là 0.157, 0.027,
0.107, nghĩa là thang đo của nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STDTA), nợ dài hạn trên tổng tài sản (LTDTA), tổng nợ trên tổng tài sản (TDTA) có thể giải thích
15.7%, 2.7%, 10.7% sự biến thiên của biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
(GM), trong đó giá trị hệ số hồi quy của STDTA (β = -23.419, Sig =0.000) điều này cho biết STDTA có ảnh hưởng ngược chiều với GM, có nghĩa là khi STDTA tăng 1 lần thì GM giảm xuống 23.419%, trong khi giá trị hệ số hồi quy của LTDTA ( β = 13.271, Sig =0.000), điều này cho biết LTDTA có ảnh hưởng cùng chiều, nghĩa là khi hệ số LTDTA tăng 1 lần thì hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tăng lên 13.271%, tương tự giá trị hệ số hồi quy của TDTA (β = -20.074, Sig =0.000), điều này cũng cho biết TDTA có tác động ngược chiều GM, nghĩa là khi hệ số TDTA tăng 1 lần thì GM giảm xuống 20.074%. Với biến quy mô doanh nghiệp (LNTA) cũng cho thấy có tác động ngược chiều có ý nghĩa với GM ở mơ hình 1 và 2.
Ta có 3 phương trình hồi quy qua thang đo GM như sau:
(1) GM I,t = 35.388 -23.419 * STDTAI,t -0.575 * LNTAI,t + eI,t (2) GM I,t = 33.373 + 13.271 * LTDTAI,t -1.404 * LNTAI,t + eI,t (3) GM I,t = 26.274 -20.074 * TDTAI,t + 0.210 * LNTAI,t + eI,t
Ta có bảng kết quả chạy mơ hình hồi quy qua biến phụ thuộc Tobin’s Q:
Bảng 4.5: Cấu trúc vốn và hiệu quả hoạt động qua thang đo Tobin’s Q
Biến Hi
ệu quả hoạt động qua thang đo Tobin’s Q
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3
Constant .780 .811 .828 STDTA .117 (0.002) LTDTA -.014 (0.817) TDTA .124 (0.002) LNTA .003 (0.653) .005 (0.471) -.002 (0.699) R bình phương 0.6% 0.0% 0.6% F 4.955 .261 5.034 Sig. 0.007 0.770 0.000
Bảng 4.5 kết quả hồi quy cho thấy sự tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê tồn tại giữa STDTA, TDTA trong cấu trúc vốn và Tobin’s Q. Trong khi biến kiểm sốt là quy mơ doanh nghiệp (LNTA) cho thấy không tồn tại ảnh hưởng có
ý nghĩa với biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp được đo bằng Tobin’s Q, như
vậy, quy mơ của cơng ty khơng có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Theo kết quả hồi quy trong bảng 4.5, mơ hình 1 và mơ hình 3 có giá trị
Sig.=0.007 và sig.=0.000 < 0.05, điều này có nghĩa 2 mơ hình trên được ủng hộ.
Với phương sai hiệu chỉnh R2 đối với mơ hình (1), (3) lần lượt là 0.006, 0.006,
nghĩa là thang đo của nợ ngắn hạn trên tổng tài sản (STDTA), tổng nợ trên tổng tài sản (TDTA) có thể giải thích 0.6%, 0.6% sự biến thiên của biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp là rất thấp, trong đó giá trị hồi quy của STDTA (β = 0.117,
Sig =0.007) điều này cho biết STDTA có ảnh hưởng cùng chiều Tobin’s Q, tuy
nhiên ảnh hưởng này là không đáng kể. Tương tự vậy, giá trị hệ số hồi quy của
TDTA (β = 0.124, Sig =0.000), cho biết TDTA có ảnh hưởng cùng chiều nhưng
cũng khơng đáng kể với biến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp đo bằng Tobin’s
Q. Với quy mô doanh nghiệp (LNTA) cho thấy khơng có sự tác động đến hiệu
quả hoạt động doanh nghiệp qua thang đo Tobin’s Q.
định cấu trúc vốn đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Ở đây, kết quả thống kê cho thấy, có sự ảnh hưởng ngược chiều đáng kể của quyết định cấu trúc vốn đến
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp qua ROA, trong khi đó, thể hiện ảnh hưởng
cùng chiều giữa STDTA với ROE, riêng LTDTA thể hiện tác động ngược chiều
ROE. Với thang đo GM thì STDTA và TDTA có ảnh hưởng ngược chiều,
LTDTA có ảnh hưởng cùng chiều. STDTA, LTDTA, TDTA có ảnh hưởng khơng đáng kể qua thang đo Tobin’s Q. Với biến LNTA có tác động ngược chiều qua thang đo ROA, ROE, GM, với Tobin’s Q thì khơng có tác động. Điều này có thể là do cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2008 làm ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Thêm vào đó, lạm phát tăng cao, chính sách thắt chặt tín dụng vào năm 2010 và 2011, 2012 làm tăng chi phí vay nợ của các doanh nghiệp nên dẫn tới rủi ro cho doanh nghiệp khi chính sách tín dụng thay