CTNY trên TTCK Việt Nam : Phương pháp so sánh trước sau
4.3 Các nhân tố ảnh hưởng ñến hiệu quả hoạt ñộng của CTNY trước và
4.3.3 Các kiểm ñịnh cần thiết
Kiểm định bỏ sót biến
Giả thiết H0 : mơ hình khơng bỏ sót biến: H1: mơ hình bỏ sót biến
SVTH: Trần Thị Châu Úc
58
ðược sự hỗ trợ của phần mềm Stata ta có kết quả kiểm định RESET của Ramsey như sau:
Mơ hình (1) : F(3, 107) = 0,3
Prob > F = 0,8284 Bác bỏ giả thuyết H0 Mơ hình (1) đều bỏ sót biến
Mơ hình (2) F(3, 106) = 2,99
Prob > F = 0,0344 Không bác bỏ giả thuyết H0 Mơ hình (2) khơng bỏ sót biến
Kiểm định phương sai sai số thay ñổi
Giả thiết H0 : Khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi H1: Có hiện tượng phương sai sai số thay ñổi
Kiểm ñịnh phương sai sai số thay ñổi bằng sử dụng kiểm ñịnh Breusch- Pagan/ Cook-Weisberg trên phần mềm Stata có kết quả như sau:
Mơ hình (1): chi2(1) = 66,32
Prob > chi2 = 0,0000 Bác bỏ giả thuyết H0 Có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Mơ hình (2): chi2(1) = 0,61
Prob > chi2 = 0,4331 Không bác bỏ giả thiết H0 Khơng có hiện tượng phương sai sai số thay ñổi
Kiểm ñịnh ña cộng tuyến
Dùng kiểm ñịnh tương quan cặp giữa các biến ñể phát hiện ña cộng tuyến, Tất cả tương quan cặp giữa các biến trong mơ hình đều nhỏ hơn 0,8.
Sử dụng yếu tố phóng đại phương sai (VIF) để phát hiện ra ña cộng tuyến.
Bảng 4.4: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến bằng yếu tố phóng đại phương sai VIF
Biến VIF 1/VIF Mơ hình (1) VIF 1/VIF Mơ hình (2)
X1 1,54 0,6486 1,53 0,6521
X2 1,51 0,6621 1,53 0,6528
X3 1,16 0,8613 1,20 0,8360
X4 1,17 0,8549 1,19 0,8389
SVTH: Trần Thị Châu Úc
59
X6 - 1,16 0,8622
X7 1,12 0,8952 - -
Trung bình VIF 1,30 1,28
(Nguồn: Kết quả từ chương trình Stata)
Tất cả các biến đưa vào mơ hình đều khơng vượt q 10, trung bình yếu tố phóng ñại phương sai (VIF) bằng 1,30 (mơ hình (1)), bằng 1,28 (mơ hình (2)).Hai bước kiểm tra trên đưa đến kết luận là mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, các biến giải thích đưa vào mơ hình khơng có tương quan với nhau, Mỗi biến chứa đựng một số thơng tin riêng về biến phụ thuộc mà những thơng tin đó lại khơng có trong những biến khác.
Tóm lại, chương này giải quyết vấn ñề trọng tâm cần nghiên cứu là ño lường ảnh hưởng của việc niêm yết cổ phiếu ñến hiệu quả hoạt ñộng của các CTNY trên TTCK Việt Nam. Kết quả nghiên cứu ñã chỉ ra rằng, bằng kiểm ñịnh phi tham số với mức ý nghĩa 5% và 1%, việc niêm yết cổ phiếu chỉ thực sự tác ñộng ñến 2 trong số các chỉ tiêu ño lường hiệu quả hoạt ñộng của các công ty là IBTE và D/A. Thơng qua mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến 2 chỉ tiêu này, có thể kết luận:
Thứ nhất: Sự thay ñổi của chỉ tiêu IBTE trước và sau niêm yết chịu tác ñộng bởi 3 nhân tố: chức vụ Chủ tịch HðQT, tốc ñộ tăng trưởng của doanh thu trước niêm yết và trung bình tỷ số Nợ/Tổng tài sản sau khi niêm yết. Sự tác ñộng này ñưa ñến kết luận: Chức vụ Chủ tịch HðQT là người ñại diện cho Nhà nước và tốc ñộ tăng trưởng của doanh thu trước niêm yết tỷ lệ nghịch với sự thay đổi của chỉ tiêu IBTE có ý nghĩa lần lượt ở mức 5% và 1%. Ngược lại, tỷ số Nợ/Tổng tài sản của công ty sau niêm yết lại tỷ lệ thuận với sự thay ñổi trong chỉ tiêu IBTE trước và sau khi niêm yết ở mức ý nghĩ 10%.
Thứ hai: Có 5 nhân tố tác động có ý nghĩa đến sự thay ñổi của tỷ số nợ D/A trước và sau khi niêm yết. Trong đó, tỷ lệ (%) sở hữu Nhà nước và tính thanh khoản của cơng ty trước niêm yết tác động cùng chiều tới sự thay ñổi của tỷ số nợ D/A có ý nghĩa ở mức 5%; cịn quy mơ cơng ty, vị trí Chủ tịch HðQT là người ñại diện Nhà nước và chỉ tiêu Thu nhập trước thuế/Tổng tài sản của công
SVTH: Trần Thị Châu Úc
60
ty trước niêm tương quan tỷ lệ nghịch với sự thay ñổi của tỷ số nợ D/A có ý nghĩa ở mức 1%.
CHƯƠNG 5
GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢ CHO THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM