TÀI CHÍNH -
Tháng 6/2016
13
các nhân tố khả năng sinh lời, quy mô DN, tính hữu
hình của tài sản, tính thanh khoản là những yếu tố có
ảnh hưởng nhất quán và có mức ý nghĩa thống kê cao
lên cấu trúc vốn của DN. Các nhân tố còn lại không
thể hiện mối quan hệ nào có ý nghĩa thống kê lên cấu
trúc vốn của các DN sản xuất công nghiệp Việt Nam.
Kết luận
Với kết quả ước lượng của phương pháp FGLS và
GMM để kiểm chứng lại các kết quả ước lượng trong
OLS, FEM và REM, cho thấy ảnh hưởng ngược chiều
của nhân tố cấu trúc vốn lên kết quả kinh doanh của
DN là rất chắc chắn và có ý nghĩa thống kê cao. Kết
quả này trùng hợp với khá nhiều các nghiên cứu khác
như: Zeitun, R. and Tian (2007) Kipesha và Moshi
(2014) Đoàn Ngọc Phúc (2014) Trịnh Quốc Trung và
Nguyễn Văn Sang (2013). Điều này có nghĩa là với
các DN trong mẫu quan sát việc gia tăng vay nợ sẽ
làm giảm kết quả hoạt động của DN.
Tài liệu tham khảo:
1. Arellano, M. & Bond, S. (1991), “Some tests of specification for panel data:
Monte Carlo evidence and an application to employment equations”, The
Review of Economic Studies, 58, 277-297;
2. Arellano, M & Bover O (1995), “Another look at the instrumental variable
estimation of error-components models”, Journal of Econometrics, 68, 29-51;
3. Baltagi, B. H. (2005), Econometric Analysis of Panel Data, West Sussex,
England, John Wiley & Sons, Ltd. Basil, A.-N. & Khaled;
4. Bokhtiar Hasan, A. F. M. Mainul Ahsan, Afzalur Rahaman3 & Nurul Alam,
“Influence of Capital Structure on Firm Performance: Evidence from
Bangladesh”, International Journal of Business and Management; Vol. 9, No.
5; 2014;
5. Đoàn Ngọc Phúc, “Ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến kết quả hoạt động kinh
doanh của DN sau cổ phần hóa ở Việt Nam”, Tạp chí những vấn đề kinh tế và
chính trị thế giới, số 7 (219), 2014...
tăng vốn chủ sở hữu nhằm tăng năng lực sản xuất
thì hoàn toàn có thể ảnh hưởng đến việc tăng doanh
thu của DN, do đó nhân tố này là một biến nội sinh
của mô hình. Với các lập luận trên, nghiên cứu tiến
hành thực hiện lệnh xtabond2 cho biến nội sinh là
TDTA, kết quả như sau:
BẢNG 6: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG BẰNG PHƯƠNG PHÁP GMM
VAR
ROE
ROA
Co.ef
P value
Co.ef
P value
TDTA
-1.860
0.000
-4.052 0.000
size
0.0263
0.000
0.0402 0.073
sale_growth
0.8331
0.295
0.8358 0.000
tang
-0.174
0.000
-0.176 0.245
Effect_tax
0.0006
0.27
0.0163 0.653
volatility
0.2991
0.987
0.3113 0.000
tobinq
0.1200
0.000
0.1144 0.029
state
-1.421
0.028
-1.681 0.002
cons
-1.860
0.013
-4.052 0.000
Wald Chi2
343.71
608.50
Prob > Chi2
0.000
0.000
Sargan test
of overid.
restrictions
chi2(10) = 34.24
Prob > chi2 = 0.000
chi2(10) = 35.13
Prob > chi2 = 0.000
Pvalue < 0.01: Ý nghĩa thống kê ở mức 1%; P value < 0.05: Ý nghĩa thống kê
ở mức 5%; Pvalue < 0.1: Ý nghĩa thống kê ở mức 10%;
Nguồn: Tính toán từ phần mềm Stata
Kết quả ước lượng bằng phương pháp FGLS
Nghiên cứu này tiến hành hồi quy bình phương
tối thiểu tổng quát khả thi FGLS với lệnh xtgls, thêm
lựa chọn panel (hetero) nhằm khắc phục hiện tượng
phương sai sai số thay đổi trong mô hình. Kết quả cho
thấy, ở cả hai phương pháp ước lượng GMMvà FGLS,
BẢNG 5: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH BREUSCH-PAGAN / COOK-
WEISBERG, KIỂM ĐỊNH WALD VÀ KIỂM ĐỊNH BREUSCH AND
PAGAN LAGRANGIAN
Phương
pháp
ước
lượng
Loại kiểm
định
Thống
kê Chi2
Pro >
Chi2 Kết quả kiểm định
OLS
Breusch-
Pagan
87.1 0.000
Có hiện tượng
heteroskedasticity
FEM Wald
63592.69 0.000
Có hiện tượng
heteroskedasticity
REM
Breusch
and Pagan
Lagrangian
370.74 0.000
Có hiện tượng
heteroskedasticity
BẢNG 7: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG BẰNG PHƯƠNG PHÁP FGLS
VAR
ROE
ROA
Co.ef
P value Co.ef
P value
TDTA
-0.258 0.137 -2.191 0.000
size
-0.022 0.369 -0.027 0.287
sale_growth
0.6302 0.000 0.6349 0.000
tang
-0.240 0.213 -0.319 0.104
Effect_tax
0.1109 0.018 0.1102 0.021
volatility
0.3818 0.000 0.3919 0.000
tobinq
0.1516 0.051 0.1323 0.093
state
-1.499 0.027 -1.144 0.096
cons
-0.258 0.137 -2.191 0.000
Wald Chi2
148.30
348.40
Prob > Chi2
0.000
0.000
