ROA
Từ bảng kiểm chứng biến không cần thiết trong mô hình nợ phải trả trên tổng tài sản, ta thấy Probability = 0.0016 < α = 0.05. Như vậy ta bác bỏ H0 tức là biến tài sản cố định hữu hình là biến cần thiết trong mô hình.
4.4.2. Kiểm định Wald
4.4.2.1. Kiểm định Wald với biến ROA
Test Statistic | Value | df | Probability |
F-statistic | 5.893061 | (1, 74) | 0.0176 |
Chi-square | 5.893061 | 1 | 0.0152 |
Null Hypothesis Summary: | |||
Normalized Restriction (= 0) | Value | Std. Err. | |
C(2) | -1.096318 | 0.451612 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Một Số Nghiên Cứu Thực Nghiệm Trên Thế Giới Và Ở Việt Nam -
Bảng Kết Quả Thống Kê Các Biến Độc Lập Và Phụ Thuộc -
Kiểm Định Các Biến Không Có Ý Nghĩa Trong Mô Hình -
Phân tích những nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành chứng khoán đang niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 8
Xem toàn bộ 71 trang tài liệu này.
Restrictions are linear in coefficients.
Từ kết quả trên, ta thấy Probability = 0.0176 < α = 0.05, nghĩa là biến giải thích ROA đưa vào mô hình là hợp lý.
4.4.2.2. Kiểm định Wald với biến ROE
Test Statistic | Value | df | Probability |
F-statistic | 0.016468 | (1, 74) | 0.8982 |
Chi-square | 0.016468 | 1 | 0.8979 |
Null Hypothesis Summary: | |||
Normalized Restriction (= 0) | Value | Std. Err. | |
C(3) | 0.024242 | 0.188911 | |
Restrictions are linear in coefficients.
Từ kết quả trên, ta thấy Probability = 0.8982 < α = 0.05, nghĩa là biến giải thích ROE đưa vào mô hình là hợp lý.
4.4.2.3. Kiểm định Wald với biến ROS
Test Statistic | Value | df | Probability |
F-statistic | 0.210279 | (1, 74) | 0.6479 |
Chi-square | 0.210279 | 1 | 0.6465 |
Null Hypothesis Summary: | |||
Normalized Restriction (= 0) | Value | Std. Err. | |
C(4) | 0.049059 | 0.106985 | |
Restrictions are linear in coefficients. | |||
Từ kết quả trên, ta thấy Probability = 0.6479 > α = 0.05, nghĩa là biến giải thích ROS không có ý nghĩa nên không đưa vào mô hình.
4.4.2.4. Kiểm định Wald với biến Tính thanh khoản
Test Statistic | Value | df | Probability |
F-statistic | 5.940615 | (1, 74) | 0.0172 |
Chi-square | 5.940615 | 1 | 0.0148 |
Null Hypothesis Summary: | |||
Normalized Restriction (= 0) | Value | Std. Err. | |
C(5) | -0.005001 | 0.002052 | |
Restrictions are linear in coefficients.
Từ kết quả trên, ta thấy Probability = 0.0172 < α = 0.05, nghĩa là biến giải thích Tính thanh khoản đưa vào mô hình là hợp lý.
4.4.2.5. Kiểm định Wald với biến Tài sản cố định hữu hình
Wald Test: Equation: Untitled
df | Probability | |
F-statistic 10.77958 | (1, 74) | 0.0016 |
Chi-square 10.77958 | 1 | 0.0010 |
Null Hypothesis Summary: | ||
Normalized Restriction (= 0) | Value | Std. Err. |
C(6) | -10.15646 | 3.093439 |
Restrictions are linear in coefficients.
Từ kết quả trên, ta thấy Probability = 0.0016 < α = 0.05, nghĩa là biến giải thích Tài sản cố định hữu hình đưa vào mô hình là hợp lý.
4.4.3. Điều chỉnh mô hình cốt lòi
Kiểm định Wald được sử dụng để loại bỏ biến không cần thiết của mô hình. Kết quả cho thấy cả 2 biến ROE, ROS đều không có ý nghĩa thống kê. Do đó còn lại 3 nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp đó là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ thanh toán nợ ngắn hạn và tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản. Đây chính là các nhân tố cốt lòi của mô hình hồi quy.
Dependent Variable: DA Method: Least Squares Date: 06/23/16 Time: 17:27 Sample: 1 80
Included observations: 80
Coefficient | Std. Error t-Statistic | Prob. | |
C | 0.460467 | 0.036918 12.47260 | 0.0000 |
ROA | -0.886111 | 0.288903 -3.067155 | 0.0030 |
TINHTHANHKHOAN | -0.004811 | 0.002006 -2.397975 | 0.0189 |
TSCDHUUHINH | -10.44655 | 2.991357 -3.492243 | 0.0008 |
R-squared | 0.812371 | Mean dependent var | 0.325284 |
Adjusted R-squared | 0.801496 | S.D. dependent var | 0.252787 |
S.E. of regression | 0.221815 | Akaike info criterion | -0.125241 |
Sum squared resid | 3.739338 | Schwarz criterion | -0.006140 |
Log likelihood | 9.009642 | Hannan-Quinn criter. | -0.077490 |
F-statistic | 8.867189 | Durbin-Watson stat | 1.138507 |
Prob(F-statistic) | 0.000041 |
Kết quả của mô hình hồi quy cốt lòi cho thấy giá trị R2 (mô hình cốt lòi) = 0.812371 lớn hơn R2 (mô hình ban đầu) = 0.785042, R2 hiệu chỉnh (mô hình cốt lòi) = 0.801496 > R2 hiệu chỉnh (mô hình ban đầu) = 0.762418 nên mô hình kiểm định là hợp lý.
Mô hình hồi quy cốt lòi có dạng:
Y = 0.460467 – 0.886111X1 – 0.004811X4 – 10.44655X5 + ε
Giải thích ý nghĩa mô hình:
Biến ROA
β1 = -0.886111 cho thấy khả năng sinh lợi trên tổng tài sản của doanh nghiệp và cấu trúc vốn có mối quan hệ nghịch biến. Khi các yếu tố khác không đổi, ROA tăng 1% thì tỷ lệ nợ phải trả trên tổng tài sản giảm 0.886111%.
Những doanh nghiệp có khả năng sinh lời cao thường thích tài trợ bằng nguồn vốn bên trong hơn nguồn vốn bên ngoài. Đứng trên góc độ của chủ sở hữu, việc sử dụng nguồn vốn bên ngoài như vay thêm nợ làm tăng gánh nặng tài chính còn phát hành thêm cổ phiếu sẽ làm pha loãng quyền sở hữu cổ đông. Do đó, các công ty này thường dùng lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án của mình.
Kết quả này phù hợp với mô hình nghiên cứu đề xuất đặt ra, nghĩa là hiệu quả hoạt động càng cao thì doanh nghiệp có xu hướng vay càng ít và ngược lại. Vì vậy, các công ty cần phải xây dựng chiến lược sử dụng đòn bẩy tài chính phù hợp với khả năng sinh lợi từng thời điểm, quyết định khi nào nên vay nợ và khi nào nên tự tài trợ.
Biến Tính thanh khoản
β2 = -0.004811 cho thấy tính thanh khoản có quan hệ tỷ lệ nghịch với cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Khi các yếu tố khác không đổi, tỷ lệ thanh toán nợ ngắn hạn tăng 1% thì tỷ lệ nợ phải trả trên tổng tài sản giảm 0.004811%.
Kết quả này phù hợp với mô hình nghiên cứu đề xuất, nghĩa là tính thanh khoản có thể tác động đồng biến hay nghịch biến với cấu trúc vốn. Trong mô hình này, tỷ lệ nợ ngắn hạn càng cao thì doanh nghiệp vay càng ít hoặc ngược lại.
Biến TSCĐ hữu hình
β3 = -10.44655% cho thấy tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản cũng có quan hệ nghịch biến với cấu trúc tài chính. Khi các yếu tố khác không đổi, tỷ lệ tài sản cố định hữu hình tăng 1% thì tỷ lệ nợ phải trả trên tổng tài sản giảm 10.44655%.
Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Wanrapee Banchuenvijit – 2009 và không phù hợp với nghiên cứu của Jean.J.Chen – 2003.
Trong 3 yếu tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp thì yếu tố tỷ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản có tác động mạnh nhất đến tỷ lệ nợ của công ty, kế
đến là khả năng sinh lợi trên tổng tài sản và cuối cùng là tỷ lệ thanh toán các khoản nợ ngắn hạn.
4.4.4. Kiểm định đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, ta tiến hành chạy mô hình hồi quy phụ với các biến phụ thuộc lần lượt là X1 (ROA), X4 (Tính thanh khoản), X5 (Tài sản cố định hữu hình).
Dependent Variable: ROA Method: Least Squares Date: 06/24/16 Time: 05:43 Sample: 1 80
Included observations: 80
Coefficient | Std. Error t-Statistic | Prob. | |
C | 0.033014 | 0.014068 2.346708 | 0.0215 |
TINHTHANHKHOAN | -0.000237 | 0.000791 -0.300191 | 0.7648 |
TSCDHUUHINH | -0.722263 | 1.177095 -0.613598 | 0.5413 |
R-squared | 0.760382 | Mean dependent var | 0.026086 |
Adjusted R-squared | 0.739426 | S.D. dependent var | 0.086659 |
S.E. of regression | 0.087497 | Akaike info criterion | -1.997647 |
Sum squared resid | 0.589490 | Schwarz criterion | -1.908321 |
Log likelihood | 82.90588 | Hannan-Quinn criter. | -1.961834 |
F-statistic | 0.247289 | Durbin-Watson stat | 1.626705 |
Prob(F-statistic) | 0.781533 |
Mô hình hồi quy phụ với ROA là biến phụ thuộc
Dependent Variable: TINHTHANHKHOAN Method: Least Squares
Date: 06/24/16 Time: 05:44 Sample: 1 80
Included observations: 80
Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. | |
C | 8.071007 | 1.884730 | 4.282315 | 0.0001 |
ROA | -4.923705 | 16.40189 | -0.300191 | 0.7648 |
TSCDHUUHINH | 99.65532 | 169.5476 | 0.587772 | 0.5584 |
Mean dependent var | 8.616236 | ||
Adjusted R-squared | 0.729835 | S.D. dependent var | 12.47731 |
S.E. of regression | 12.60045 | Akaike info criterion | 7.942121 |
Sum squared resid | 12225.39 | Schwarz criterion | 8.031447 |
Log likelihood | -314.6848 | Hannan-Quinn criter. | 7.977934 |
F-statistic | 0.231752 | Durbin-Watson stat | 0.890924 |
Prob(F-statistic) | 0.793694 |
R-squared
Mô hình hồi quy phụ với Tính thanh khoản là biến phụ thuộc
Dependent Variable: TSCDHUUHINH Method: Least Squares
Date: 06/24/16 Time: 05:46 Sample: 1 80
Included observations: 80
Coefficient | Std. Error t-Statistic | Prob. | |
C | 0.006550 | 0.001192 5.494257 | 0.0000 |
ROA | -0.006737 | 0.010979 -0.613598 | 0.5413 |
TINHTHANHKHOAN | 4.48E-05 | 7.63E-05 0.587772 | 0.5584 |
R-squared | 0.741263 | Mean dependent var | 0.006760 |
Adjusted R-squared | 0.726060 | S.D. dependent var | 0.008383 |
S.E. of regression | 0.008450 | Akaike info criterion | -6.672429 |
Sum squared resid | 0.005499 | Schwarz criterion | -6.583103 |
Log likelihood | 269.8972 | Hannan-Quinn criter. | -6.636615 |
F-statistic | 0.375640 | Durbin-Watson stat | 0.945341 |
Prob(F-statistic) | 0.688102 |
Mô hình hồi quy phụ với TSCĐ hữu hình là biến phụ thuộc
Ta xác định hệ số R2 và nhân tử phóng đại phương sai VIF theo công thức sau
Bảng 4.3: Bảng thống kê hệ số R2 và hệ số VIF
R2 | VIF | |
X1 | 0.760382 | 4.1733 |
X4 | 0.755984 | 4.0981 |
X5 | 0.741263 | 3.8649 |
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Nhận xét:
R2 phụ của biến X1, X4, X5 lần lượt mang giá trị là 0.760382, 0.755984, 0.741263 đều < R2 (mô hình cốt lòi) = 0.812371.
Hệ số VIF của biến X1, X4, X5 lần lượt là 4.1733, 4.0981, 3.8649 đều < 10.
Kết luận:
Mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.