4.2.4 Kết quả ứơc lượng hồi quy
Phương pháp hồi quy giữ liệu bảng được thực hiện qua ba mô hình: POLS (phương pháp bình phương nhỏ nhất), REM (phương pháp tác động ngẫu nhiên), FEM (phương pháp tác động cố định).
4.2.4.1 Hồi quy theo mô hình POLS
Tiến hành hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất ta được kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy theo phương pháp ước lượng Pols
Coef. | t | P>|t| | |
Constant | -.2759591** | -2.74 | 0.006 |
CĐNN | -.2626334** | -2.49 | 0.038 |
CĐL | .4438944*** | 5.94 | 0.000 |
SMGĐ | .0481995 | 1.27 | 0.205 |
SMTCNN | .0887367 | 1.16 | 0.245 |
QMDN | .0314387** | 2.18 | 0.030 |
CHTT | .0323224** | 2.20 | 0.029 |
CSCT | .0930847* | 2.05 | 0.092 |
Số quan sát | 400 | ||
F | 8.28 | ||
Prob > F | 0.0000 | ||
R-squared | 0.4289 | ||
Có thể bạn quan tâm!
-
Lý Thuyết Thông Tin Bất Cân Xứng (Asymmetric Information) -
Danh Sách Biến Độc Lập Và Phương Pháp Đo Lường -
Phương Pháp Ước Lượng Hồi Quy Pool Regression (Ols Cho Dữ Liệu Bảng). -
Đối Với Nhân Tố Cổ Đông Nước Ngoài -
Các nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy của báo cáo tài chính của các công ty hoạt động trong lĩnh vực thực phẩm đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 11 -
Các nhân tố ảnh hưởng đến độ tin cậy của báo cáo tài chính của các công ty hoạt động trong lĩnh vực thực phẩm đồ uống niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 12
Xem toàn bộ 119 trang tài liệu này.
Ghi chú: DA: Độ tin cậy, CĐNN: Cổ đông nước ngoài, CĐL: Cổ đông lớn, SMGĐ: Sức mạnh gia đình, SMTCNN: Sức mạnh của các tổ chức đầu tư nhà nước, QMDN: Quy mô doanh nghiệp, DBTC: Đòn bẩy tài chính, CHTT: Cơ hội tăng trưởng, CSCT: Chính sách cổ tức,
DVKT: Dịch vụ kiểm toán.
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích mô hình POLS (phần mềm Stata 12)
Theo bảng kết quả ước lượng POLS cho thấy hệ số R2 điều chỉnh = 42.89%; đồng thời giá trị thống kê F = 8.28, Prob > F = 0.0000 (có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Điều đó cho thấy ước lượng OLS có thể là một ước lượng phù hợp.
4.2.4.2 Hồi quy theo mô hình REM
Sau khi hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất, tiếp tục hồi quy theo mô hình REM.
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy theo phương pháp ước lượng REM
Coef. | z. | P>|z| | |
Constant | -.2759591** | -2.74 | 0.006 |
CĐNN | -.2626334** | -2.49 | 0.037 |
CĐL | .4438944*** | 5.94 | 0.000 |
SMGĐ | .0481995 | 1.27 | 0.204 |
SMTCNN | .0887367 | 1.16 | 0.245 |
QMDN | .0314387** | 2.18 | 0.030 |
CHTT | .0323224** | 2.20 | 0.028 |
CSCT | .0930847* | 2.05 | 0.092 |
Số quan sát | 400 | ||
Wald chi2 | 57.98 | ||
Prob > chi2 | 0.0000 | ||
R-squared | 0.4289 | ||
Ghi chú: DA: Độ tin cậy, CĐNN: Cổ đông nước ngoài, CĐL: Cổ đông lớn, SMGĐ: Sức mạnh
gia đình, SMTCNN: Sức mạnh của các tổ chức đầu tư nhà nước, QMDN: Quy mô doanh nghiệp, CHTT: Cơ hội tăng trưởng, CSCT: Chính sách cổ tức.
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích mô hình REM (phần mềm Stata 12)
Theo bảng kết quả ước lượng REM cho thấy hệ số R2 điều chỉnh = 42.89%; đồng thời giá trị Wald chi2 = 57.98, Prob > chi2 = 0.0000 (có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Điều đó cho thấy ước lượng REM có thể là một ước lượng phù hợp.
4.2.4.3 Hồi quy theo mô hình FEM
Sau khi hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất, tiếp tục hồi quy theo mô hình FEM.
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy theo phương pháp ước lượng FEM
Coef. | t | P>|t| | |
Constant | -.2752021** | -2.70 | 0.007 |
CĐNN | -.2631217** | -2.45 | 0.048 |
CĐL | .4443487*** | 5.90 | 0.000 |
SMGĐ | .0479636 | 1.25 | 0.213 |
SMTCNN | .0941365 | 1.22 | 0.224 |
QMDN | .0311826** | 2.14 | 0.033 |
CHTT | .031294** | 2.15 | 0.050 |
CSCT | .0934149* | 2.04 | 0.098 |
Số quan sát | 400 | ||
Wald chi2 | 57.98 | ||
Prob > chi2 | 0.0000 | ||
R-squared | 0.4289 | ||
Ghi chú: DA: Độ tin cậy, CĐNN: Cổ đông nước ngoài, CĐL: Cổ đông lớn, SMGĐ: Sức mạnh gia đình, SMTCNN: Sức mạnh của các tổ chức đầu tư nhà nước, QMDN: Quy mô doanh nghiệp, CHTT: Cơ hội tăng trưởng, CSCT: Chính sách cổ tức.
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ kết quả phân tích mô hình FEM (phần mềm Stata 12)
Từ kết quả, giá trị thống kê F = 8.14 và Prob > F = 0.0000 (có ý nghĩa thống kê ở mức 1%). Kết quả này bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số ui = 0.
Do các phương pháp khác nhau nên kết quả ước lượng của từng mô hình cũng khác nhau. Nếu chỉ dựa vào kết quả này rất khó để lựa chọn được mô hình phù hợp đáp ứng được mục tiêu nghiên cứu. Vì lý do đó cần phải tiến hành các kiểm định cần thiết.
4.2.4.4 Kiểm định lựa chọn phương pháp ước lượng mô hình nghiên
cứu
Bảng 4.7 Bảng tổng hợp kết quả kiểm định lựa chọn phương pháp ước lượng mô hình nghiên cứu:
Kết quả kiểm định | ||
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test | Lựa chọn REM - POLS | Prob > chibar2 = 0.0000 |
Hausman test | Lựa chọn FEM-REM | Prob>chi2= 0.0000 |
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity | Kiểm định phương sai sai số thay đổi theo phương pháp FEM | Prob>chi2= 0.1321 |
Wooldridge test | Kiểm định tự tương quan | Prob>F= 0.6248 |
Nguồn: Tổng hợp kết quả từ phần mềm Stata 12
Giải thích các kiểm định của mô hình nghiên cứu:
- Kiểm định nhân tử Largrange lựa chọn giữa hai phương pháp ước lượng REM và Pooled OLS:
So sánh 2 mô hình REM và Pooled OLS để xem mô hình nào phù hợp hơn với số liệu. Sử dụng kiểm định nhân tử Largrange sẽ cho biết mô hình hồi quy phù hợp. Giả thiết của kiểm định Largrange như sau:
Kiểm định nhân tử Largrange cho kết quả Prob = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ H0 (H0: Var (u) = 0) không có sự tác động của yếu tố cố định tới biến phụ thuộc, do đó hồi quy theo phương pháp REM hiệu quả hơn.
- Kiểm định Hausman lựa chọn giữa hai phương pháp ước lượng FEM và
REM:
Kiểm định Hausman cho kết quả p-value = 0.0000<0.05, do đó với mức ý
nghĩa 5% không chấp nhận giả thuyết H0, chọn phương pháp ước lượng FEM hiệu quả hơn.
* Từ kết quả của kiểm định Largrange và kiểm định Hausman, có thể kết luận lựa chọn phương pháp ước lượng FEM trong mô hình nghiên cứu là hiệu quả nhất.
- Kiểm định Modified Wald theo FEM:
Kết quả kiểm định cho thấy p-value = 0.1321>0.05 do đó với mức ý nghĩa 5% không có cơ sở bác bỏ H0. Như vậy mô hình tồn tại với phương sai không đổi.
-Kiểm định Wooldridge:
Kết quả kiểm định cho thấy p-value= 0.6248 > 0.05 do vậy với mức ý nghĩa 5% chấp nhận giả thuyết H0: mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Kết luận: Mô hình nghiên cứu không có hiện tượng phương sai sai số
thay đổi, không có hiện tượng tự tương quan. Do đó, lựa chọn hồi quy theo phương pháp ước lượng FEM để đánh giá sự tác động của các nhân tố đến biến phụ thuộc là phù hợp nhất.
Bảng 4.8 Kết quả hồi quy các biến độc lập theo FEM
Phương pháp ước lượng FEM | |||
Coef. | t | P >|t| | |
Constant | -.2752021** | -2.70 | 0.007 |
CĐNN | -.2631217** | -2.45 | 0.048 |
CĐL | .4443487*** | 5.90 | 0.000 |
SMGĐ | .0479636 | 1.25 | 0.213 |
SMTCNN | .0941365 | 1.22 | 0.224 |
QMDN | .0311826** | 2.14 | 0.033 |
CHTT | .031294** | 2.15 | 0.050 |
CSCT | .0934149* | 2.04 | 0.098 |
Số quan sát | 400 | ||
F | 8.14 | ||
Prob > F | 0.0000 | ||
Hệ số R2 điều chỉnh | 0.4288 | ||
Giá trị R2 điều chỉnh = 42.88% chứng tỏ các nhân tố đưa vào phân tích giải thích được 42.88% tác động đến độ tin cậy của các doanh nghiệp thực phẩm đồ uống tại Việt Nam. Với giá trị R2 điều chỉnh hoàn toàn đủ giá trị tin cậy và chấp nhận trong điều kiện kinh doanh tại Việt Nam.
Qua phân tích hồi quy cho thấy mô hình xây dựng phù hợp với dữ liệu thu được và kết quả ban đầu cho thấy cấu độ tin cậy của BCTC của các doanh nghiệp thực phẩm đồ uống trên thị trường CK tại Việt Nam phụ thuộc vào các nhân tố theo bảng 4.8. Cụ thể:
4.3 Bàn luận:
- Tại mức ý nghĩa thống kê α = 1%, 5% và 10% thì các biến sức mạnh gia đình (P>|t| = 0.213) và sức mạnh tổ chức nhà nước (P>|t|=0.224) không đủ tin cậy nên không đưa vào đánh giá mức độ ảnh hưởng.
- Tổng hợp kết quả của mô hình cho thấy có tổng số 05 biến có tác đến biến phụ thuộc độ tin cậy BCTC bao gồm:
Đối với giả thuyết H1 cổ đông nước ngoài, kết quả kiểm định của mô hình trái với giả thuyết ban đầu đưa ra. Theo kết quả của mô hình thì các công ty thực phẩm, đồ uống niêm yết tại Việt Nam khi có tỷ lệ sở hữu vốn bởi nước ngoài càng cao thì độ tin cậy càng thấp, điều này có thể do các cổ đông nước ngoài có liên quan đến các nhà quản lý, tạo điều kiện cho những chính sách theo đuổi mục tiêu cá nhân của họ, đo đó có xu hướng báo cáo lợi nhuận không đúng với thực tế mà theo hướng tạo tín hiệu tốt cho nhà đầu tư nước ngoài hoặc điều chỉnh theo mục tiêu cá nhân, hoặc có khả năng điều chỉnh giảm lợi nhuận nhằm giảm thuế TNDN phải nộp. Và, theo kết quả thống kê mô tả thì hiện nay giá trị chiếm giữ cổ đông nước ngoài trung bình của ngành thực phẩm, đồ uống là 9.2% không cao. Trong đó cao nhất là 51% và thấp nhất là 0% do đó tỷ lệ này có thể chỉ đánh giá được mức độ tác động của tỷ lệ cổ đông nước ngoài đối với độ tin cậy của BCTC ở nhóm ngành thực phẩm đồ uống trong giai đoạn hiện nay.
Đối với giả thuyết H2 cổ đông lớn thì kết quả có thể thấy rằng tại công ty thực phẩm, đồ uống niêm yết của Việt Nam, công ty có tỷ lệ sở hữu vốn của cổ đông lớn càng cao có ảnh hưởng tích cực đến độ tin cậy BCTC, điều này phù hợp với lý giải của lý thuyết ủy nhiệm (Jensen và Meckling 1976), khi các nhà cổ đông có tỷ lệ quyền sở hữu trong công ty lớn, họ có động lực mạnh mẽ để chủ động giám sát và quản lý công ty nhằm bảo vệ các khoản đầu tư của họ, do có sự giám sát của các cổ đông thì các nhà quản lý cũng đưa ra những quyết định phù hợp với lợi ích của họ cũng như của cổ đông, BCTC được lập và trình bày chất lượng hơn và ngược lại. Điều này đúng với giả thuyết đưa ra và một số nghiên cứu trước đây (Donnelly và Lynch, 2002; Fan và Wong 2002), tuy nhiên kết quả này trái với kết quả của nghiên cứu Shleifer và Vishny (1986). Một
số nghiên cứu cũng cho rằng mức độ sở hữu tập trung cổ phiếu có thể dẫn đến quản trị công ty tốt hơn, từ đó mức độ tin cậy thông tin cao hơn, làm giảm khả năng nhà quản lý gây thiệt hại cho các cổ đông (McConnell và Servaes, 1990, trích Chueng và cộng sự, 2005), khuyến khích họ tiết lộ thông tin tự nguyện (Karamanou và Vafeas, 2005; Wang, 2006).
Công ty có quy mô càng lớn độ tin cậy BCTC (giả thiết H5) càng cao, đúng với giả thiết đưa ra. Kết quả này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trước đây trên thế giới như Abed và các cộng sự (2012), Aygun và các cộng sự (2014), Habbash (2010), Xie và các cộng sự (2003), Soliman & Ragab (2013), Houqe và các cộng sự (2010), cũng giống với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Trọng Nguyên (2015) cho rằng các công ty có quy mô khác nhau thì chất lượng và độ tin cậy BCTC khác nhau và phù hợp với lý thuyết nền tảng có liên quan (lý thuyết ủy quyền) công ty có quy mô lớn tự nguyện công bố thông tin trong báo cáo hàng năm hơn các công ty nhỏ, ngoài ra các công ty có quy mô lớn thì tính đa dạng về hoạt động càng nhiều, cổ đông và các bên có liên quan càng đòi hỏi cao hơn về chất lượng thông tin; nhưng kết quả nghiên cứu này không giống với kết quả một số nghiên cứu như Kao & Chen (2004), Liu (2012), Gonza´lez, J. S., and Meca, E. G. (2014) có tác động trái chiều.
Bên cạnh đó, kết quả kiểm định cũng chỉ ra công ty có cơ hội tăng trưởng càng cao thì độ tin cậy BCTC càng cao (giả thiết H7), kết quả kiểm định mô hình ủng hộ giả thuyết ban đầu đưa ra, kết quả này được giả thích bởi Lý thuyết tín hiệu và phù hợp với kết quả nghiên cứu Hassan (2012), Rafiee và các cộng sự (2014). Tuy nhiên kết quả này trái ngược với Qinghua và các cộng sự (2007), Gonza´lez, J. S., and Meca, E. G. (2014). Và các kết quả này cần được lưu ý đối với các đối tượng sử dụng thông tin trên BCTC của các công ty thực phẩm đồ uống niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Đối với chính sách cổ tức (giả thiết H8) thì công ty có chính sách tỷ lệ chia cổ tức càng cao thì độ tin cậy BCTC càng cao phù hợp với giả thuyết đặt ra và kết quả nghiên cứu Rafiee và các cộng sự (2014).