Kết Quả Hồi Quy Theo Pooled Ols, Fem Và Rem

lượng cho cả mẫu nghiên cứu gồm 513 doanh nghiệp trong giai đoạn 2015-2019 là 41.16%.

Căn cứ Bảng 4.9, biến TP đảm bảo mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1% và 10% trong việc giải thích ngược chiều cho biến FV cho nhóm 1 và cho nhóm 2; theo đó doanh nghiệp có/không mức sở hữu kiểm soát của Nhà nước đều có thể giảm ETR để góp phần gia tăng GTDN. Căn cứ vào hệ số hồi quy, mức độ ảnh hưởng của KHT đến GTDN tại nhóm 1 cao nhất, cao hơn kết quả của mẫu chung và mức ảnh hưởng thấp nhất thuộc về nhóm 2.

Yếu tố sở hữu Nhà nước có ảnh hưởng khác nhau đến GTDN thuộc 2 nhóm doanh nghiệp, nghịch chiều đối với nhóm 1- hệ số hồi quy của biến SOWN là - 0.1219 và thuận chiều đối với nhóm 2- hệ số hồi quy của biến này là 0.7940. Ngoài ra, Bảng 4.9 còn chỉ ra rằng biến kiểm soát ảnh hưởng cùng chiều đến GTDN: biến CAPINT có hệ số hồi quy nhóm 1 và nhóm 2 lần lượt là 0.0799 và 0.3225, biến SIZE có hệ số hồi quy nhóm 1 và nhóm 2 lần lượt là 0.0934 và 0.1462, tuy nhiên độ lớn ảnh hưởng của nhóm 2 cao hơn nhóm 1; hay xu hướng ảnh hưởng ngược chiều của đòn bẩy tài chính đến GTDN như nhau giữa hai nhóm doanh nghiệp với hệ số hồi quy của biến này đối với nhóm 1 là -0.4663 và nhóm 2 là - 0.3157, tuy nhiên độ lớn ảnh hưởng đối với nhóm 1 cao hơn nhóm 2.

4.3.2. Phân tích hồi quy Mô hình 2

4.3.2.1. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM

Để kiểm định giả thuyết H2a về sự điều tiết ngược chiều của SOWN lên mối quan hệ giữa KHT và GTDN, kết quả phân tích hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM được xác định và trình bày tại Bảng 4.10.

Bảng 4.10. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM - Mô hình 2

Pooled OLS		FEM		REM
Hệ số β	P-value	Hệ số β	P-value	Hệ số β	P-value
TP	-0.0473	0.5465	-0.0097	0.6188	-0.0146	0.4528
SOWN	0.2582***	0.0000	-0.0449	0.1084	-0.0227	0.4021

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 249 trang tài liệu này.

TP*SOWN

-0.0456	0.7353	0.0150	0.6462	0.0214	0.5124
CAPINT	0.2610***	0.0000	0.1152***	0.0031	0.1498***	0.0001
LEV	- 0.4002***	0.0000	0.2677***	0.0000	0.2049***	0.0000
SIZE	0.1121***	0.0000	- 0.2276***	0.0000	- 0.1465***	0.0000
C	0.4642***	0.0000	2.2233***	0.0000	1.7679***	0.0000

Chú thích: *** là mức ý nghĩa 1%. Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0

Kết quả hồi quy biến TP tại Bảng 4.10 cho thấy:

Hệ số hồi quy theo Pooled OLS của biến TP là -0.0473, có nghĩa là khi KHT với chỉ số đại diện là ETR giảm sẽ làm cho GTDN gia tăng, tuy nhiên mối quan hệ này không đảm bảo mức ý nghĩa thống kê 1%, 5 % hay 10%. Kết quả này tương tự khi ước lượng theo FEM và REM.

Kết quả hồi quy biến SOWN và biến TP*SOWN tại Bảng 4.10 cho thấy:

Kết quả Pooled OLS chỉ ra rằng biến SOWN (sở hữu Nhà nước) ảnh hưởng cùng chiều đến biến FV theo mức ý nghĩa 1%, cho khẳng định về sự tồn tại ảnh hưởng của sở hữu Nhà nước đến GTDN, tuy nhiên mối quan hệ này bị bác bỏ nếu ước lượng theo FEM và REM. Ngoài ra, biến tương tác TP*SOWN cũng không đảm bảo ý nghĩa thống kê tại các mức 1%, 5% hay 10% với cả 3 phương pháp ước lượng tại Bảng 4.10.

Kết quả hồi quy các biến còn lại tại bảng 4.10 cho thấy:

Các biến kiểm soát SIZE (quy mô doanh nghiệp), CAPINT (mức đầu tư vốn) và LEV (đòn bẩy tài chính) đều đảm bảo mức ý nghĩa thống kê khi ước lượng theo Pooled OLS, FEM và REM. Tuy nhiên hệ số hồi quy có sự khác biệt về dấu và độ lớn, tùy từng trường hợp cụ thể, trong đó ước lượng theo FEM và REM đều khẳng định mức độ đầu tư vốn và đòn bẩy tài chính ảnh hưởng cùng chiều đến giá trị doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng ngược chiều đến GTDN; trong

khi đó ước lượng theo Pooled OLS cho rằng GTDN chịu ảnh hưởng cùng chiều bởi mức độ đầu tư vốn và quy mô doanh nghiệp, nhưng lại chịu ảnh hưởng trái chiều bởi đòn bẩy tài chính.

4.3.2.2. Lựa chọn kết quả hồi quy

Để lựa chọn kết quả hồi quy từ Bảng 4.10, Luận án thực hiện các kiểm định, bao gồm: kiểm định Redundant Fixed Effects được trình bày tại Bảng 4.11, kiểm định Breusch-Pagan trong nhóm kiểm định Lagrange multiplier (LM) được trình bày tại Bảng 4.12 và kiểm định Hausman được trình bày tại Bảng 4.13.

Bảng 4.11. Kiểm định Redundant Fixed Effects – Mô hình 2

Effects Test

Statistic	d.f.	Prob.
Cross-section F	112.9549	(512,2046)	0.0000
Cross-section Chi-square	8660.5616	512	0.0000

Theo bảng 4.11, Prob. nhỏ hơn 5% vì vậy đề tài chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là kết quả hồi quy theo FEM phù hợp hơn Pooled OLS, và lựa chọn kết quả hồi quy theo FEM để giải thích ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đối với mối quan hệ giữa KHT với GTDN cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

Bảng 4.12. Kiểm định Breusch-Pagan – Mô hình 2

Null (no rand. effect) Alternative

Cross-section One-sided

Period One-sided

Both

Breusch-Pagan

4580.125

(0.0000)

1.6444

(0.1997)

4581.770

(0.0000)

Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy.

Theo bảng 4.12, Prob. nhỏ hơn 5% vì vậy đề tài chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là kết quả hồi quy theo REM phù hợp hơn Pooled OLS, và lựa chọn kết quả hồi quy theo REM để giải thích ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đối với mối quan hệ giữa KHT với GTDN cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

Bảng 4.13. Kiểm định Hausman – Mô hình 2

Test Summary

Chi-Sq. Statistic	Chi-Sq. d.f.	Prob.
Cross-section random	77.0791	6	0.0000

Nguồn: Xử lý từ kết quả hồi quy.

Theo bảng 4.13, Prob. nhỏ hơn 5% vì vậy đề tài chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là kết quả hồi quy theo FEM phù hợp hơn REM, và lựa chọn kết quả hồi quy theo FEM để giải thích ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đối với mối quan hệ giữa KHT với GTDN cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

Tóm lại, kết quả từ các kiểm định trên chỉ ra rằng REM phù hợp hơn Pooled OLS, FEM phù hợp hơn Pooled OLS, và FEM phù hợp hơn REM. Vì vậy, kết quả hồi quy theo FEM là phù hợp nhất để giải thích ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đối với mối quan hệ giữa KHT với GTDN cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

4.3.2.3. Kiểm định vi phạm

Để gia tăng thêm tính vững chắc cho kết quả nghiên cứu về ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đối với mối quan hệ giữa KHT với GTDN cho trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, đề tài tiếp tục thực hiện kiểm định các vi phạm, bao gồm: hiện tượng tự tương quan, hiện tượng đa cộng tuyến và hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Theo đó, tương tự, đề tài Luận án xác định không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng theo phân tích ma trận hệ số tương quan và hệ số phóng đại phương sai, và tự tương quan bởi sự lựa chọn phương pháp ước lượng FEM.

Trên cơ sở lựa chọn từ Bảng 4.10, FEM là phù hợp hơn Pooled OLS và REM, đề tài thực hiện kiểm định Wald trên kết quả ước lượng theo FEM để nhận biết có hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kết quả kiểm định này trình bày tại Bảng 4.14.

Bảng 4.14. Kiểm định phương sai thay đổi – Mô hình 2

Test Statistic

Value	Df	Probability
F-statistic	25747.04	(7, 2046)	0.0000
Chi-square	180229.3	7	0.0000

Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0

Theo Bảng 4.14, kiểm định Wald có Prob. nhỏ hơn 5% nên kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi; vì vậy, để khắc phục hiện tượng này, Luận án sẽ thực hiện hồi quy theo GLS và được trình bày tại mục 4.3.2.4.

4.3.2.4. Kết quả hồi quy khắc phục vi phạm

Luận án nghiên cứu ảnh hưởng điều tiết của sở hữu Nhà nước đến mối quan hệ giữa KHT với GTDN của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, do có hiện tượng phương sai sai số thay đổi kết quả hồi quy sẽ được xác định theo GLS và được trình bày tại bảng 4.15.

Ngoài ra, để kiểm định giả thuyết H2b, H2c và H3, đề tài Luận án thực hiện ước lượng kết quả hồi quy mô hình 2 theo dữ liệu của Nhóm 1 và Nhóm, kết quả cũng được tổng hợp trình bày tại Bảng 4.15.

Bảng 4.15. Kết quả hồi quy GLS – Mô hình 2

Biến

Cả mẫu nghiên cứu		Nhóm 1		Nhóm 2
Hệ số β	P-value	Hệ số β	P-value	Hệ số β	P- value
TP	-0.0311**	0.0203	-0.5096***	0.0003	-0.0179**	0.0161
SOWN	0.2099***	0.0000	-0.2539***	0.0000	0.8827***	0.0000
TP*SOWN	-0.0911*	0.0547	0.6501***	0.0021	-0.4741***	0.0024
CAPINT	0.2342***	0.0000	0.0811***	0.0000	0.3158***	0.0000
LEV	-0.2865***	0.0000	-0.4633***	0.0000	-0.3159***	0.0000
SIZE	0.0895***	0.0000	0.0942***	0.0000	0.1492***	0.0000
C	0.5304***	0.0000	0.8758***	0.0000	0.1296***	0.0000
	R2 = 0.4138		R2 = 0.7059		R2 = 0.6482

Chú thích: ***, ** và * là mức ý nghĩa lần lươt là 1%, 5% và 10%. Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0

Kết quả hồi quy biến TP tại Bảng 4.15 cho thấy:

Hệ số hồi quy theo GLS của Mô hình 2 tiếp tục khẳng định sự ảnh hưởng thuận chiều của KHT đến GTDN đối với cả mẫu nghiên cứu gồm 513 doanh nghiệp, Nhóm 1 và Nhóm 2, trong đó mức độ ảnh hưởng mạnh nhất vẫn thuộc về Nhóm 1- các doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước, thấp nhất thuộc về Nhóm 2. Nói cách khác, khi KHT với chỉ số đại diện là ETR giảm sẽ làm cho GTDN gia tăng, mối quan hệ này đảm bảo mức ý nghĩa thống kê 5%.

Kết quả hồi quy biến SOWN và biến TP*SOWN tại Bảng 4.15 cho thấy:

Biến SOWN đều đảm bảo ý nghĩa thống kê 1% khi xét chung cả mẫu hay từng nhóm doanh nghiệp, tuy nhiên hệ số hồi quy của từng trường hợp chỉ rằng sở hữu Nhà nước sẽ có những ảnh hưởng khác nhau. Cụ thể, với các doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước, tỷ lệ sở hữu Nhà nước trong các doanh nghiệp này càng lớn thì GTDN càng giảm và ngược lại, thể hiện qua hệ số hồi quy của biến SOWN của Nhóm 1 là -0.2539; trong khi đó sở hữu Nhà nước lại ảnh hưởng cùng chiều đến GTDN đối với trường hợp các doanh nghiệp thuộc Nhóm 2 (Không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước) theo hệ số hồi quy là 0.8827 và chung cho cả mẫu nghiên cứu (hệ số hồi quy là 0.2099).

Với mức ý nghĩa 10%, Luận án xác định được biến tương tác TP*SOWN giải thích ngược chiều cho biến FV khi xét chung cả mẫu nghiên cứu thể hiện qua hệ số hồi quy là -0.0911; và xu hướng này là tương tự cho trường hợp các doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước (Nhóm 2) với hệ số hồi quy là - 0.4741 theo mức ý nghĩa 1%. Theo đó, sở hữu Nhà nước có khuynh hướng suy yếu mối quan hệ giữa KHT với GTDN khi Nhà nước không nắm giữ quyền kiểm soát trong các doanh nghiệp, hoặc tính bình quân cho tất cả doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam.

Với Nhóm 1 – các doanh nghiệp mà Nhà nước có nắm quyền kiểm soát, biến tương tác TP*SOWN lại cho kết quả hệ số hồi quy là 0.6501 theo mức ý nghĩa 1%, theo đó khẳng định rằng sở hữu Nhà nước là yếu tố điều tiết cùng chiều đối với mối quan hệ giữa KHT và GTDN, hay nói cách khác sở hữu Nhà nước đóng vai trò thúc đẩy tăng thêm tác động của KHT đến GTDN tại các doanh nghiệp do Nhà nước có tỷ lệ sở hữu cổ phần chi phối.

Kết quả hồi quy các biến còn lại tại bảng 4.15 cho thấy:

Các biến kiểm soát SIZE, CAPINT và LEV đều đảm bảo mức ý nghĩa thống kê khi xét chung cả mẫu nghiên cứu hay từng nhóm doanh nghiệp, không những thế xu hướng cũng đồng nhất, trong đó biến CAPINT và biến SIZE có hệ số hồi quy dương, chỉ ra rằng mức độ đầu tư vốn và quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng cùng chiều đến GTDN, trong khi biến LEV có hệ số hồi quy âm và phản ánh ảnh hưởng trái chiều của đòn bẩy tài chính đến GTDN.

4.4. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.4.1. Ảnh hưởng của kế hoạch thuế đến giá trị doanh nghiệp

Kết quả hồi quy Mô hình 1 và Mô hình 2 đều cho kết quả thống nhất với các kết luận rút ra từ phân tích tương quan dựa trên biểu đồ hiển thị dữ liệu trong mục

4.2.2 của Luận án.

Ảnh hưởng của KHT đến GTDN của mẫu chung

Kết quả hồi quy Mô hình 1 của mẫu chung cho kết luận chấp thuận giả thuyết H1 của Luận án về ảnh hưởng cùng chiều của KHT lên GTDN, theo đó KHT làm giảm ETR và góp phần gia tăng giá trị công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong giai đoạn 2015-2019.

Trong bối cảnh của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, Luận án nhận thấy khi chi phí thuế giảm, giá trị của công ty tăng. Kết quả này đồng thuận với nhiều nghiên cứu trước đây về lợi ích của KHT đo lường bằng ETR góp phần gia tăng giá trị doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s q) (Khaoula & cộng sự, 2015; Assidi & cộng sự, 2016; Ji & cộng sự, 2018). Kết quả nghiên

cứu đã hỗ trợ cho giả thuyết của đề tài, KHT ảnh hưởng tích cực đến GTDN, nghĩa là thuế suất hiệu dụng càng thấp giá trị thị trường của công ty càng cao.

Kết quả nghiên cứu của Mô hình 2 của mẫu chung chỉ ra rằng khi biến độc lập ETR giảm 1 % thì giá trị của biến phụ thuộc Tobin’s q tăng 0,0311, tăng ít hơn so với Mô hình 1 không có biến tương tác là sở hữu Nhà nước. Hệ số hồi quy của ETR âm, điều này có nghĩa là ETR thấp hơn hàm ý KHT tối ưu hơn. Như vậy, hai doanh nghiệp có lợi nhuận trước thuế như nhau nhưng doanh nghiệp có chi phí thuế thấp hơn có KHT tốt hơn hoặc doanh nghiệp có tốc độ tăng chi phí thuế thấp hơn tốc độ tăng lợi nhuận sau thuế cũng được coi là đạt mục tiêu tối ưu hóa thuế. Như vậy trong bối cảnh của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết ở Việt Nam, KHT đóng vai trò tích cực trong gia tăng giá trị thị trường của công ty trên thi trường chứng khoán.

Kết quả Mô hình 2 của mẫu chung của Luận án cho thấy giả thuyết H1 của Luận án được khẳng định chiều hướng của tác động là không thay đổi khi có sự điều tiết của biến sở hữu Nhà nước. Kết quả này đồng thuận với với các nghiên cứu trước đây có kiểm định sự tác động của yếu tố sở hữu hoặc quản trị lên mối quan hệ giữa KHT và GTDN (Lestari & Wardhani, 2015; Tang, 2017).

Như vậy, kết quả thống nhất của Mô hình 1 và 2 về ảnh hưởng thuận chiều của KHT đến GTDN phù hợp với Lý thuyết nhà quản lý khi cho rằng việc đồng nhất mục tiêu giữa nhà quản trị và chủ sở hữu làm cho các quyết định thuế đạt được sự tối ưu và tạo ra giá trị tăng thêm cho doanh nghiệp. Các doanh nghiệp muốn khai thác giá trị của KHT cần lưu ý điểm này.

Ảnh hưởng của KHT đến GTDN của nhóm 1 và nhóm 2

Kết quả Mô hình 1 của Nhóm 1 và Nhóm 2 hỗ trợ cho giả thuyết H1, nghĩa là ảnh hưởng của KHT đến GTDN không đổi chiều khi chia mẫu có mục đích thành Nhóm 1- các doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước và Nhóm 2- các doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước. Nói cách khác kết quả kết quả Mô hình 1 của Nhóm 1 và Nhóm 2 cho thấy không có sự khác biệt về