Sau đó, chúng tôi tiến hành kiểm định tác động tổng hợp của các nhân tố đối với đòn bẩy thị trường gồm các bước sau:
- Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy:
Bảng 6 : Biến độc lập MT - Model summary
R2 R2 điều chỉnh Kiểm định F Sig. F Durbin-Watson
0,570 0.325 50,574 0,000 1,869
Biến giải thích: MT, Size, Prof, NDTS, Tang Biến phụ thuộc: ML
Nguồn: Tính toán từ chương trình SPSS
Ý nghĩa của R2 điều chỉnh cho biết mức độ giải thích của các biến trong mô hình nghiên cứu. R2 điều chỉnh càng cao cho thấy kết hợp các biến giải thích có khả năng giải thích càng nhiều sự thay đổi của biến phụ thuộc. Trong mô hình này R2 điều chỉnh bằng 0,327 tức là các nhân tố ảnh hưởng lên đòn bẩy tài chính có thể giải thích được 32,7% sự thay đổi cơ cấu nợ trong doanh nghiệp.
Lớp: CH Ngày 4 – K22 Page 22
Sig. của F được sử dụng để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy đối với tập dữ liệu được chọn làm mẫu nghiên cứu. Trong mô hình này, giá trị Sig. của F rất nhỏ (bằng 0,000) chứng tỏ mô hinh hồi quy bội phù hợp với tập dữ liệu đang có. Điều này cho thấy kết hợp giữa các biến giải thích trong mô hình có thể giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Bên cạnh đó, theo tác giả Hoàng Ngọc Nhậm (2008), người ta sử dụng kiểm định Durbin -Watson theo kinh nghiệm như sau:
Nếu 1 < d < 3 thì mô hình không có tự tương quan. Nếu 0 < d < 1 thì mô hình có tự tương quan âm.
Nếu 3 < d < 4 thì mô hình có tự tương quan âm.
Cũng trong bảng 6, đề tài nhận thấy giá trị thống kê Durbin-Watson là 1,869. Do đó có thể kết luận rằng không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình khảo sát.
- Phân tích ý nghĩa của hệ số hồi quy:
Từ việc phân tích ý nghĩa của các hệ số hồi quy để từ đó kiểm định giả thuyết 2 đã được đặt ra tại phần cơ sở lý thuyết
Bảng 7: Biến độc lập MT - Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
2 (Constant) -.222 .191 -1.165 .245 MT -.003 .002 -.052 -1.415 .158 .967 1.034 SIZE .032 .007 .169 4.674 .000 .979 1.021 PROF -1.465 .097 -.550 -15.098 .000 .969 1.032 TANG .016 .041 .017 .378 .706 .661 1.514 NDTS -.133 .367 -.016 -.362 .717 .669 1.494 a. Dependent Variable: ML
Nguồn: Tính toán từ chương trình SPSS
Hệ số β chuẩn hóa cho biết mức độ tác động của từng nhân tố đối với biến phụ thuộc là đòn bẩy thị trường của doanh nghiệp. Dấu của β chuẩn hóa cho biết những thay đổi trong mỗi nhân tố sẽ tác động theo chiều hướng thuận hay nghịch đến thay đổi trong đòn bẩy thị trường. Tác động này chỉ được xem xét ở mức Sig. có ý nghĩa (Sig ≤ 0.05)
Lớp: CH Ngày 4 – K22 Page 23
Theo kết quả bảng 7, biến MT có hệ số là chưa chuẩn là -0.003 với giá trị Sig. là 0,158 cho thấy mối tương quan nghịch và không có ý nghĩa thống kê giữa doanh số giao dịch điều chỉnh và đòn bẩy. Mối tương quan này được giải thích là do các doanh nghiệp có khối lượng giao dịch cổ phiếu hàng tháng càng lớn thì chứng tỏ cổ phiếu của doanh nghiệp rất hấp dẫn với các nhà đầu tư, do đó doanh nghiệp có thể dễ dàng huy động vốn bằng nguồn vốn cổ phần từ thị trường cổ phiếu. Vì thế các doanh nghiệp này có xu hướng sử dụng vốn cổ phần tài trợ cho các hoạt động sản xuất kinh doanh của mình hơn là vay nợ. Kết quả được tìm thấy tương tự với kết quả của bài nghiên cứu gốc của Bahman Khalaj, Salman Farsian và Seyed Mohammadreza Karbalaee nghiên cứu với dữ liệu của top 100 doanh nghiệp hàng đầu niêm yết trên thị trường chứng khoán Malaysia (2013)
Biến SIZE cũng có kết quả tương đồng như kết luận trên với hệ số β chuẩn hóa giữa SIZE và ML là 0,032 cho thấy một mối tương quan thuận và giá trị Sig. là 0,000 chứng tỏ rất có ý nghĩa thống kê. Mối tương quan này được giải thích là do thông thường các doanh nghiệp có quy mô lớn có chi phí đại diện thấp, chi phí kiểm soát thấp, ít chênh lệch thông tin hơn so với các doanh nghiệp nhỏ hơn, có nhiều uy tín và khả năng thương lượng về nợ và dễ dàng tiếp cận thị trường tín dụng nên có thể sử dụng nhiều nợ vay hơn để có lợi nhiều hơn từ tấm chắn thuế. Đã có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây xác nhận kết luận này như Warner (1977), Marsh (1982), Deesomask, Paudyal và Pescetto (2004), Psillaki và Daskalakis (2009) và bài nghiên cứu gốc tại Malaysia.
Biến PROF cho kết quả hồi quy đúng như kỳ vọng. Hệ số tương quan giữa tỉ lệ lợi nhuận và đòn bẩy là -1,645 và giá trị Sig. là 0,000 cho thấy bằng chứng một tương quan nghịch rất có ý nghĩa giữa tỉ lệ lợi nhuận và đòn bẩy. Điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng, doanh nghiệp có tỉ suất sinh lợi cao thì không thích huy động thêm vốn chủ sở hữu nhằm tránh làm pha loãng quyền sở hữu. Kết quả của mô hình cũng đồng thuận với kết luận của Titman và Wessels (1988), Huang S và Song F (2002) và Chen (2004) ở Trung Quốc. Basak Turan Icke và Hunkar Ivgen (2011) nghiên cứu tại Istanbul.
Dựa trên kết quả trong bảng 7, hệ số tương quan giữa tỉ lệ tài sản cố định hữu hình và đòn bẩy là 0,016 và giá trị Sing. là 0,706 cho thấy mối tương quan thuận nhưng lại không có ý nghĩa thống kê giữa tỉ lệ tài sản cố định hữu hình và tỉ lệ đòn
Lớp: CH Ngày 4 – K22 Page 24
bẩy. Kết quả được tìm thấy trái ngược với bảng kết quả của bài nghiên cứu gốc tại Malaysia của Bahman Khalaj, Salman Farsian và Seyed Mohammadreza Karbalaee. Nhưng kết quả này lại đồng thuận với kết luận của các nghiên cứu của Marsh (1982), Wiwattanakantang (1999), Um(2001) và Chen (2004).
Đồng thời, kết quả hồi quy chỉ ra rằng hệ số tương quan giữa tỉ lệ khấu hao trên tổng tài sản và tỉ lệ đòn bẩy là -0.133 và giá trị Sing. là 0,717 cho thấy mối tương quan nghịch không có ý nghĩa thống kê giữa tỉ lệ khấu hao trên tổng tài sản và tỉ lệ đòn bẩy. Kết quả tìm được trái ngược với kết luận nghiên cứu thực nghiệm của Ross (1985), Cheplinsky và Niehaus (1993), Wald (1999), và bài nghiên cứu gốc của Bahman Khalaj, Salman Farsian và Seyed Mohammadreza Karbalaee tại Malaysia.
Theo những kết quả hồi quy trên, đề tài đã đưa ra mô hình ước lượng hồi quy tại mô hình 2 như sau:
ML= -0,222 – 0,003.MT + 0,032.SIZE – 1,465.PROF +0,016 TANG - 0,133 NDTS (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});