Variable Obs Mean Std.Dev. Min Max
ROA 91.728 0,007 0,429 (104,988) 49,714 ROE 91.728 0,012 1,828 (383,928) 229,769 CTNV 91.408 0,197 0,198 0,005 0,897 CCTS 91.728 0,265 0,030 0,000 0,765 CCPT 91.408 0,359 0,375 0,0186 0,784 CCTK 91.540 0,502 0,255 0,000 0,867 SIZE 91.540 9,297 1,427 0,000 16,670 GRO 83.758 (97,322) 35,799 (100,00) 1181,092 AGE 91.728 7,434 5,503 1,000 65,000
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.4.2. Các kiểm định
Theo lý thuyết Trật tự phân hạng, DN sẽ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ của DN để tài trợ cho tài sản. Cụ thể khi DN có lợi nhuận, họ sẽ ưu tiên nguồn lợi nhuận này để tái đầu tư vào sản xuất thay vì đi vay tiền để đầu tư. Như vậy, theo lý thuyết này HQKD có tác động tới CTV của DN.
Trong một số nghiên cứu có chỉ ra biến độc lập ROA có tác động đến CTNV của DN và ngược lại (Huang, 2006); (Margaritis và Psillaki, 2007); (Đoàn Ngọc Phi Anh, 2010); (Dương Thị Hồng Vân, 2014); (Nguyễn Thị Tuyết Lan, 2019).
Đối với mơ hình 1: Để khẳng định chắc chắn hơn, nghiên cứu sử dụng kiểm định
Chi bình phương để kiểm định biến nội sinh trong mơ hình với giả thuyết: H0: Mơ hình
khơng có có yếu tố nội sinh, thu được p-value = 0.0000 <0.05 (Phụ lục 4 mục 3). Do đó, bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là các mơ hình có yếu tố nội sinh. Để khắc phục hiện tượng nội sinh luận án sử dụng phương pháp moment tổng quát GMM đã được trình bày ở trên.
Đối với mơ hình 2: Thực hiện tương tự như mơ hình 1 sử dụng kiểm định biến
nội sinh với giả thuyết: H0: Mơ hình khơng có có yếu tố nội sinh, thu được p-value = 0.225 >0.05. Do đó, chấp nhận giả thuyết H0 nghĩa là mơ hình khơng có yếu tố nội sinh (Phụ lục 5 mục 3).
4.4.3. Kết quả hồi quy tác động trung bình
Để hồi quy tác động trung bình của CTTC đến HQKD của DNXD, luận án sử
dụng 2 mơ hình sau:
Mơ hình 1:
ROAit = β0 + β1CTNVit + β2CCTSit + β3CCTKit + β4CCPTit + β5SIZEit + β6GROit +
β7AGEit + eit (4.1)
Mơ hình 2:
ROEit = β0 + β1CTNVit + β2CCTSit + β3CCTKit + β4CCPTit + β5SIZEit + β6GROit +
β7AGEit + eit (4.2)
Bảng kiểm định F cho chúng ta thấy Prob>F=0,000 < α= 5%, do đó với mức ý
nghĩa 5% ta bác bỏ H0. Nghĩa là, với dữ liệu thu thập được cho thấy phương pháp chạy mơ hình FEM là phù hợp, OLS là khơng phù hợp vì có sự tồn tại các ảnh hưởng cố định ở mỗi DN theo thời gian.
Sau khi chọn phương pháp chạy mơ hình FEM thay cho phương pháp chạy OLS, luận án nghiên cứu lần lượt đi vào ước lượng dữ liệu bảng đã có dựa vào phương pháp chạy mơ hình FEM và REM. Từ kết quả chạy mơ hình FEM và REM, tác giả sẽ đi kiểm định Hausman để so sánh lựa chọn mơ hình FEM hay REM. Kết quả kiểm định Hausman được trình bày tại bảng 4.15 và 4.16 (kết quả chi tiết ở phụ lục 4 và phụ lục
5, mục 2). Ta thấy, Prob>chi2=0.000 nghĩa là P-value = 0.000 < α = 5%, do đó đủ cơ
sở để bác bỏ giả thuyết H0, thì ước lượng tác động cố định (FEM) là phù hợp hơn so với ước lượng tác động ngẫu nhiên (REM). Qua các kiểm định phương pháp chạy mô hình FEM là mơ hình tốt nhất được lựa chọn.
Để khắc phục hiện tượng nội sinh, cần phải sử dụng đến biến công cụ với
phương pháp hồi quy phù hợp (trong luận án này tác giả sử dụng phương pháp hồi quy GMM). Một biến công cụ tốt nhất phải thỏa mãn đồng thời 2 điều kiện là có tương
quan mạnh với biến nội sinh nhưng đồng thời không tương quan với các thành phần sai số của mơ hình.
Sau khi thực hiện lựa chọn phân tích hồi quy, kiểm định và khắc phục các khuyết tật của mơ hình, đối với mơ hình 1, phương pháp GMM là phù hợp, cịn với mơ hình 2 thì mơ hình FEM là phù hợp nhất, kết quả ước lượng các mơ hình sẽ trình bày tổng hợp vào bảng dưới đây.