Đề tài Xác định các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam

ồn vốn dài hạn hơn do có mối quan hệ với các chủ nợ từ trước khi công ty được cổ phần hoá. Tỷ lệ tài sản cố định hữu hình /tổng tài sản tỷ lệ nghịch (-) với tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản và tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản. Điều này có nghĩa là các công ty có tỷ lệ tài sản cố định hữu hình /tổng tài sản cao sẽ sử dụng ít nợ ngắn hạn do tính chất phù hợp về thời hạn giữa món vay và tính chất của tài sản, và tài sản cố định hữu hình đóng vai trò là vật thế chấp trong các khoản vay dài hạn. Đặc điểm riêng của tài sản hay tỷ lệ giá vốn hàng bán/doanh thu thuần tỷ lệ thuận (+) với tỷ lệ nợ ngắn hạn/tổng tài sản; tỷ lệ nghịch(-) với tỷ lệ nợ dài hạn/tổng tài sản. Các công ty có các đặc điểm đặc biệt trong sản phẩm sẽ sử dụng ít nợ vay dài hạn bởi vì trong trường hợp công ty bị phá sản có thể không có thị - 14 - trường thứ cấp - thị trường mang tính cạnh tranh cho việc thanh lý các hàng tồn kho và các thiết bị sản xuất của công ty. Ngược lại, bởi vì các khoản mục cấu thành giá vốn hàng bán có tỷ lệ giá vốn hàng bán/doanh thu thuần cao sử dụng nhiều nguồn tài trợ từ các khoản vay ngắn hạn, phải trả người bán… Nhìn chung đối với các nước phát triển như Nhật, Mỹ, EU, Hungary...cũng như các nước đang phát triển như Việt Nam vấn đề cấu trúc vốn và các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn luôn là một vấn đề quan tâm, và kết quả không đồng nhất theo tuỳ theo phạm vi nghiên cứu và cách thức ước lượng biến. Theo đó, nghiên cứu sau đây sẽ đi vào khái quát các khái niệm các biến cũng như cách tác động của các biến đối với cấu trúc vốn. 2.4 Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Như đã đề cập ở phần trên, các nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra những nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của công ty là: rủi ro kinh doanh, tỷ lệ tài sản cố định hữu hình, dòng tiền tự do, cơ hội tăng trưởng, lá chắn thuế khấu hao, tính thanh khoản, lợi nhuận, quy mô công ty, đặc điểm riêng tài sản công ty, thời gian hoạt động, loại hình công nghiệp. Sau đây nghiên cứu sẽ đi vào khái quát các khái niệm cũng như dấu tác động của các biến đối với cấu trúc vốn. 2.4.1 Rủi ro kinh doanh Rủi ro trong kinh doanh là rủi ro liên quan đến những hoạt động của công ty trong tương lai. Những công ty có rủi ro kinh doanh cao phải đối mặt với mối lo về chi phí phá sản kỳ vọng cao hơn. Nhìn chung có sự tương quan nghịch (-) giữa cấu trúc vốn và rủi ro trong kinh doanh vì liên hệ với việc tăng rủi ro phá sản. Rủi ro kinh doanh cao hơn làm giảm tính hữu dụng của lá chắn thuế lãi vay và tăng rủi ro phá sản. Do đó, theo TOT rủi ro cao hơn dẫn đến kết quả là nợ thấp hơn. Tuy nhiên, những công ty có nhiều rủi ro có khả năng bị ảnh hưởng xấu từ thông tin không cân xứng. Theo lý thuyết trật tự phân hạng, những công ty với thông tin không cân xứng cao thì kỳ vọng mức độ nợ cao hơn. Như vậy trong trường hợp này, rủi ro kinh doanh tỷ lệ thuận (+) với cấu trúc vốn. Nhìn chung có sự không rõ ràng trong dấu kỳ vọng giữa rủi ro kinh doanh và cấu trúc vốn. - 15 - 2.4.2 Tài sản cố định hữu hình Công ty với tài sản cố định cao có thể kỳ vọng cấu trúc vốn cao hơn vì chi phí vỡ nợ thấp và ít những vấn đề đại diện liên quan đến nợ. Theo TOT, tài sản hữu hình có ảnh hưởng lên quyết định vay nợ của công ty vì công ty có một giá trị lớn hơn tài sản vô hình trong trường hợp phá sản. Thêm vào đó, rủi ro đạo đức được giảm khi công ty đưa ra tài sản hữu hình như vật thế chấp đối với chủ nợ khi vay. Trong trường hợp này có sự tỷ lệ thuận (+) giữa biến tài sản cố định hữu hình. Nhưng đồng thời, kỳ vọng rằng tài sản hữu hình có thông tin bất cân xứng thấp hơn tài sản vô hình nên làm giảm chi phí vốn cổ phần, do đó tỷ lệ nợ thấp hơn, như vậy mối quan hệ này là tỷ lệ nghịch (-). Bên cạnh đó, thực nghiệm chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng biến giữa tài sản cố định hữu hình và cấu trúc vốn (theo Rajan and Zingales (1995), Shenoy and Koch (1996) và nhiều nguời khác); nhưng gần đây, những nghiên cứu thực nghiệm lại chỉ ra rằng mối quan hệ này tuỳ thuộc vào việc đo lường nợ được áp dụng. Ví dụ như, Chittenden et al. (1996), Bevan and Danbolt (2002) and Song (2005) tìm thấy rằng tài sản hữu hình tương quan thuận với nợ dài hạn nhưng tương quan nghịch với nợ ngắn hạn. Trong trường hợp này cấu trúc vốn được đo lường thông qua nợ dài hạn nên kỳ vọng mối tương quan tỷ lệ thuận (+) giữa hai biến này. 2.4.3 Dòng tiền tự do Easterbrook (1984) and Jensen (1986) tranh cãi dòng tiền tự do là dòng tiền vượt hơn yêu cầu huy động vốn của tất cả dự án mà có giá trị hiện tại ròng. Theo lý thuyết chi phí đại diện, nợ làm giảm chi phí đại diện của dòng tiền mặt tự do bằng cách giảm chi tiêu dòng tiền mặt sẵn có theo quyết định chủ quan của nhà điều hành. Do vậy, những công ty có dòng tiền mặt cao hơn kỳ vọng có cấu trúc vốn cao hơn, như vậy kỳ vọng có sự tương quan thuận giữa hai biến này (+). 2.4.4 Cơ hội tăng trưởng Những công ty có cơ hội tăng trưởng lớn sẽ sử dụng ít nợ để giảm những vấn đề đại diện (Meyers, 1977). Những nhà điều hành sẽ khuyến khích thay thế và chuyển đổi tài sản từ - 16 - chủ nợ đến cổ đông, điều này sẽ làm nhà đầu tư yêu cầu tăng lãi suất trái phiếu và làm giảm việc vay mượn. Những công ty có triển vọng tăng trưởng cao, sẽ dễ bỏ qua những cơ hội kinh doanh có lợi nhuận nếu đòn bẩy tài chính cao; do đó, những công ty này thích vốn cổ phần hơn nợ. Kết quả là có sự tương quan nghịch giữa cấu trúc vốn và cơ hội tăng trưởng (-). Meyers (1977) cũng phát biểu rằng những vấn đề đại diện có thể giảm nhẹ nếu công ty có nợ ngắn hạn nhiều hơn là nợ dài hạn. Vì vậy, mối tương quan nghịch có thể được mong đợi giữa cơ hội tăng trưởng và nợ dài hạn. Tuy nhiên, cũng có ý kiến tranh cãi rằng cơ hội tăng trưởng cao hơn ám chỉ nhu cầu nguồn tài chính huy động bên ngoài cao hơn. Bên cạnh đó, lý thuyết trật tự phân hạng dự báo rằng công ty thích nợ hơn vốn cổ phần, điều này ám chỉ rằng mối tương quan thuận giữa cơ hội tăng trưởng và cấu trúc vốn (+). 2.4.5 Lá chắn thuế khấu hao De Angelo and Masulis (1980) đã công thức hoá mối quan hệ mà sự giảm trừ thuế không liên quan đến hoạt động nợ. Lá chắn thuế khấu hao này so với lãi suất như là một sự giảm trừ thuế. Những công ty với lá chắn thuế khấu hao cao kỳ vọng một cấu trúc vốn thấp (-), vì lợi ích về thuế của cấu trúc vốn ít giá trị hơn. 2.4.6 Lợi nhuận Lý thuyết trật tự phân hạng chỉ ra nếu một công ty có lợi nhuận thì công ty có xu hướng huy động tài chính nhiều hơn từ nguồn nội lực hơn là ngoại lực (thông qua nợ), vốn cổ phần là phương án sau cùng. Đồng thời khi lợi nhuận nhiều thì nguồn quỹ trích ra nhiều nên công ty có nhu cầu vốn thường tận dụng nguồn bên trong có sẵn hơn. Vì thế, tương quan tỷ lệ nghịch được kỳ vọng giữa lợi nhuận và cấu trúc vốn (-). Ngoài ra, Ross (1977) đã kiến nghị rằng huy động tài chính thông qua nợ có thể được nhà điều hành dùng như là tín hiệu về tương lai triển vọng của công ty trên thị trường, vì với việc huy động tài chính thông qua nợ các nhà điều hành bắt buộc phải có quyết định đầu tư hiệu quả và không theo đuổi mục tiêu cá nhân vì có thể làm tăng khả năng phá sản. Do đó, lợi nhuận cao cũng liên quan với tỷ lệ nợ cao, do đó kỳ vọng mối tương quan thuận giữa hai biến này (+). Như vậy mối tương quan giữa lợi nhuận và cấu trúc vốn không rõ ràng. - 17 - 2.4.7 Quy mô công ty Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy quy mô công ty có ảnh hưởng tích cực lên cấu trúc vốn (theo nghiên cứu trước đây của Shumi Akhtar và Barry Oliver 2009, Chkir và Cosset 2001, Agrawal và Nagarajan 1990; Rajan và Zingales 1995). Bên cạnh đó, những công ty lớn hơn có xu hướng đa dạng hoá nhiều lĩnh vực và do đó ít đi đến phá sản. Như vậy kỳ vọng quy mô có ảnh hưởng tích cực lên cấu trúc vốn (+). Tuy nhiên, những công ty lớn hơn kỳ vọng thông tin không cân xứng ít hơn làm cho vấn đề vốn cổ phần thu hút hơn. Điều này ám chỉ mối tương quan tỷ lệ nghịch giữa quy mô và cấu trúc vốn (-). Ngoài ra, Titman and Wessels (1988) đã phát biểu rằng nếu mối quan hệ này tồn tại, những công ty nhỏ sẽ sử dụng nhiều nợ hơn trong huy động tài chính vì chí phí giao dịch trong trường hợp này cao. 2.4.8 Đặc điểm riêng của tài sản công ty Các công ty có các sản phẩm độc đáo thường có đòn bẩy tài chính thấp bởi vì nếu công ty bị phá sản, thị trường thứ cấp có tính cạnh tranh cho hàng tồn kho và các thiết bị sản xuất của công ty có thể không có. Do vậy, kỳ vọng đặc điểm riêng của tài sản công ty tỷ lệ nghịch với đòn bẩy tài chính (-). 2.4.9 Tính thanh khoản Theo lý thuyết trật tự phân hạng, các công ty đòi hỏi nguồn tài chính luân chuyển hết mức để tránh sử dụng đến nguồn tài chính bên ngoài. Đồng thời, các công ty có nhiều tài sản thanh khoản có thể sử dụng các tài sản này tài trợ cho các khoản đầu tư của mình. Do vậy, tỷ số thanh khoản được kỳ vọng sẽ tương quan nghịch với cấu trúc vốn (-) . 2.4.10 Thời gian hoạt động Những công ty lâu năm kỳ vọng có chi phí đại diện trong vay nợ thấp hơn (Frank and Goyal 2009), và do đó, kỳ vọng có tỷ lệ nợ cao hơn. Các công ty này cũng có rủi ro vỡ nợ thấp nên lợi nhuận kiếm được ổn định hơn điều này cũng dẫn tới tỷ lệ nợ trong cấu trúc vốn cao hơn (+). Đồng thời theo lý thuyết trật tự phân hạng, những nhà điều hành (managers) thích nợ hơn vốn cổ phần và theo đó vì công ty lâu năm có thông tin không cân xứng thấp hơn nên kỳ - 18 - vọng có cấu trúc vốn thấp hơn (-). Vì những lý thuyết này mâu thuẫn nên không rõ ràng là thời gian hoạt động tương quan thuận hay nghịch với cấu trúc vốn. 2.4.11 Loại hình công nghiệp Các yếu tố ảnh hưởng lên cấu trúc vốn của công ty nhìn chung phải kể đến là các loại hình công nghiệp. Những công ty thuộc lĩnh vực giống nhau phải đối mặt với cùng thị trường đầu vào và đầu ra, và vì thế có chung tình trạng kinh tế. Những công ty này đối mặt với các cơ hội đầu tư như nhau và có những đòi hỏi về vốn tương tự (Harris and Raviv, 1991). Titman và Wessels (1988) đã tìm ra những công ty trong lĩnh vực sản xuất hoặc sử dụng những thiết bị chuyên dụng thì ít nợ hơn do chi phí phá sản cao. Đồng thời, với ý tưởng so sánh các công ty thuộc LVSX và LVK có sự khác biệt trong cấu trúc vốn hay không, nghiên cứu áp dụng tương tự như trường hợp so sánh sự khác biệt cấu trúc vốn của MNCs và DCs của Shumi Akhtar and Barry Oliver (2009) tại Nhật. Nhìn chung, chương hai cơ sở lý thuyết nghiên cứu đã xác định được các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn công ty như sau: Cấu trúc vốn = f( rủi ro kinh doanh, tài sản cố định hữu hình, tính thanh khoản, quy mô công ty, lợi nhuận, tốc độ tăng trưởng, lá chắn thuế khấu hao, thời gian hoạt động, dòng tiền tự do, đặc điểm riêng tài sản công ty, loại hình công nghiệp). 1 - 19 - CHƯƠNG 3 KHUNG PHÂN TÍCH Chương này trình bày mô hình nghiên cứu, cách định lượng các biến và mô hình kinh tế lượng mà nghiên cứu sử dụng để xử lý dữ liệu (mà trong trường hợp này là mô hình hồi quy dữ liệu bảng); đồng thời mô tả và xử lý dữ liệu của mẫu năm mươi công ty trên sàn giao dịch chứng khoán TP HCM, nhằm mục đích trả lời hai câu hỏi nghiên cứu: (1) Đâu là nhân tốquan trọng tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp Việt Nam? (2) Có phải doanh nghiệp trong lĩnh vực sản xuất có cấu trúc vốn khác các doanh nghiệp trong lĩnh vực phi sản xuất? 3.1. Mô hình nghiên cứu Trong chương hai cơ sở lý thuyết nghiên cứu đã xác định được các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn công ty như sau: Cấu trúc vốn = f( rủi ro kinh doanh, tài sản cố định hữu hình, tính thanh khoản, quy mô công ty, lợi nhuận, tốc độ tăng trưởng, lá chắn thuế không thông quan nợ, thời gian hoạt động, dòng tiền tự do, đặc điểm riêng tài sản công ty, loại hình công nghiệp). Từ hàm hồi quy trên, tiếp theo sau đây nghiên cứu sẽ đi vào xác định cách định lượng các biến trong mô hình. 3.1.1 Biến cấu trúc vốn Doukas and Pantzalis (2003) and Mittoo and Zhang (2008) cùng một số người khác định nghĩa cấu trúc vốn là: + it it it it LL LEV = TL MV (3.1) Trong đó: itLL : nợ dài hạn của công ty i trong năm t; itMV là giá trị thị truờng của vốn cổ đông thường niên của công ty i trong năm t; itTL ; tổng nợ của công ty i trong năm t. - 20 - Việc đo lường này không phù hợp cho nghiên cứu này vì có tranh cãi rằng tổng nợ bao gồm cả nợ ngắn hạn - mà nợ ngắn hạn có sự biến động lớn trong năm. Trong khi đó, dữ liệu nghiên cứu dựa trên số liệu hàng năm. Mặt khác, Lee and Kwok (1988), Burgman (1996), Chen et al. (1997) và Chkir and Cosset (2001) cùng những người khác định nghĩa cấu trúc vốn như sau và đây cũng là định nghĩa thích hợp cho nghiên cứu này. Cấu trúc vốn của công ty i tại năm t ( itLEV ) được định nghĩa như sau: ( )= + it it it it LTD LEV LTD MVE (3.2) trong đó: itLTD : nợ dài hạn của công ty i trong năm t; itMVE : vốn hoá thị trường của cổ đông công ty i trong năm t. Vốn hoá thị trường của cổ đông công ty được đo lường bằng số cổ phần lưu hành trong năm nhân với giá cổ phiếu. Do tính hạn chế của việc thu thập dữ liệu, các biến được đo lường theo tính thuận tiện của dữ liệu thu thập được, như sau: 3.1.2 Biến rủi ro kinh doanh Nghiên cứu dùng sai số chuẩn vốn cổ phần ( σ ) đại diện cho rủi ro kinh doanh của công ty. Bên cạnh đó, để bao hàm ảnh hưởng của thuế lên giá trị của nợ phải được cân nhắc. Do đó, rủi ro kinh doanh được xác định như sau: ( ) σ =     i it it c it BUSI D 1- t 1+ E (3.3) trong đó: σ it là sai số chuẩn của suất sinh lợi vốn cổ phần iR của công ty i trong 52 tuần; = i,w i i,w_1 P R Ln P với i,w P là giá cổ phiếu i trong tuần w và i,w-1 P là giá cổ phiếu i của tuần w-1. itD là giá trị sổ sách của tổng nợ cuối năm t; itE vốn hoá thị trường của cổ đông thường niên cuối năm t; c t là tỷ lệ thuế hiệu quả công ty nộp trong năm. - 21 - 3.1.3 Biến tài sản hữu hình Biến tài sản cố định hữu hình (ký hiệu là itTAN ) được xác định bằng tỷ lệ như sau: = it it it TTAN TAN TA (3.4) trong đó: itTTAN là tài sản cố định hữu hình của công ty i trong năm t; itTA là giá trị sổ sách của tổng tài sản công ty i trong năm t. 3.1.4 Biến dòng tiền tự do Công thức hoá biến dòng tiền mặt tự do như sau: + + − = it it it it it it EBIT DEP AMO TAX FCF TA (3.5) trong đó: itEBIT là lợi nhuận trước lãi và thuế của công ty i trong năm t; itDEP : khấu hao tài sản cố định hữu hình của công ty i trong năm t; itAMO : khấu hao tài sản cố định vô hình của công ty i trong năm t; itTAX : là tổng thuế thực trả của công ty i trong năm t; itTA : giá trị sổ sách của tổng tài sản công ty i trong năm t. 3.1.5 Biến cơ hội tăng trưởng Công thức áp dụng tính cơ hội tăng trưởng công ty như sau: = it it it MV GRO BV (3.6) trong đó: itMV là giá trị thị truờng của vốn cổ đông thường niên của công ty i trong năm t; itBV là giá trị sổ sách của vốn cổ đông thường niên của công ty i trong năm t. 3.1.6 Biến lá chắn thuế khấu hao Theo Bradley et al. (1984) and Titman and Wessels (1988) ta xác định lá chắn thuế khấu hao của doanh nghiệp như sau: = it it it DEP NDTS TA (3.7) trong đó: itDEP : khấu hao tài sản cố định hữu hình của công ty i trong năm t ; itTA : giá trị sổ sách của tổng tài sản công ty i trong năm t. - 22 - 3.1.7 Biến lợi nhuận Biến lợi nhuận của công ty được đo lường thông qua tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) của công ty như sau: = it it it EBIT PROF TA (3.8) trong đó: itEBIT là lợi nhuận trước lãi và thuế của công ty i trong năm t; itTA : giá trị sổ sách của tổng tài sản công ty i trong năm t. 3.1.8 Biến quy mô công ty Thông thường, có hai cách đo lường quy mô công ty là logarithm của tổng tài sản hoặc doanh số bán. Green and Murinde (2008) kiến nghị doanh số bán khó đảm bảo tính xác thực trong thực tế hơn là tài sản do đặc tính của cấu trúc tài sản nên đây là biến mà nghiên cứu chọn làm đại diện cho đo lường quy mô công ty. ln( )=it itSIZE TA (3.9) trong đó itTA : giá trị sổ sách của tổng tài sản công ty i trong năm t. 3.1.9 Biến đặc điểm riêng tài sản công ty Đặc điểm riêng của tài sản công ty (ký hiệu là itUNIQ ) có thể đo lường bằng tỷ lệ giá vốn hàng bán/tổng doanh thu thuần hoặc tỷ lệ chi phí R&D/tổng doanh thu. Trong trường hợp hạn chế số liệu thu thập được nên nghiên cứu chọn phương án: DTT = it it it COGS UNIQ (3.10) trong đó: itCOGS : giá vốn hàng bán của công ty i trong năm t; DTTit :doanh thu thuần của công ty i trong năm t. 3.1.10 Biến tính thanh khoản Tính thanh khoản của công ty (ký hiệu là itLIQD ) được đo lường như sau: = it it it CA LIQD STD (3.11) trong đó: itCA là tài sản lưu động của công ty i trong năm t; itSTD là nợ ngắn hạn của công ty i trong năm t. - 23 - 3.1.11 Biến thời gian hoạt động Theo lý luận như phần khung lý thuyết, biến thời gian hoạt động đại diện cho tính thâm niên của công ty trên thị trường nên biến thời gian hoạt động được đo lường như sau: ln(m)= it AGE (3.12) Với m là số năm tính từ khi công ty trở thành doanh nghiệp sở hữu công chúng 3.1.12 Biến loại hình công nghiệp Với ý tưởng so sánh sự khác biệt trong hai lĩnh vực sản xuất và phi sản xuất nêu trên, nghiên cứu sử dụng biến giả (ký hiệu là itKIND ). Trong đó: itKIND có giá trị là 1 nếu là công ty thuộc lĩnh vực sản xuất và 0 cho trường hợp khác. Như vậy, các biến ảnh hưởng cấu trúc vốn công ty như sau: ( )=LEV f TAN,LIQD,UNIQ,SIZE,FCF,PROF,GRO,NDTS,AGE,BUSI,KIND 3.2. Mô hình hồi quy dữ liệu bảng 3.2.1 Mô hình hồi quy dữ liệu bảng Theo Gujarati, biểu thức cho mô hình có dạng như sau: 1 2 3Υ = β + β + β + + β +it 2it 3it k kit itX X ... X u (3.13) với ∈ *i, t N , ( ) ( )2σ
itE u N 0, Ước lượng biểu thức này dựa trên những trường hợp giả định về hệ số tung độ gốc, hệ số độ dốc và sai số ngẫu nhiên it u như sau:
TH1: hệ số trục tung và hệ số độ dốc không đổi theo thời gian và các đơn vị chéo.
TH2: hệ số độ dốc không đổi nhưng hệ số trục tung khác nhau giữa các đơn vị chéo.
TH3: hệ số độ dốc không đổi nhưng hệ số trục tung biến đổi giữa các đơn vị chéo và theo thời gian.
TH4: tất cả các hệ số độ dốc và hệ số trục tung biến đổi theo các đơn vị chéo.
TH5: tất cả các hệ số độ dốc và hệ số trục tung biến đổi theo các đơn vị chéo và theo thời gian. - 24 - Chúng ta sẽ lần lượt đề cập đến từng trường hợp, xem xét những ưu nhược điểm để từ đó chọn ra mô hình phù hợp cho nghiên cứu. Trường hợp 1 là hệ số trục tung và hệ số độ dốc không đổi theo thời gian và các đơn vị chéo.Trường hợp này thể hiện trong biểu thức (3.13). Đây là trường hợp đơn giản nhất, trong trường hợp này ta bỏ qua kích thước dữ liệu gộp theo không gian và thời gian mà chỉ hồi quy đơn thuần theo theo OLS. Tuy nhiên, phương pháp này thường dẫn đến hiện tượng tự tương quan trong dữ liệu hay ràng buộc phần dư làm cho giá trị Durbin-Watson thấp. Bên cạnh đó, ràng buộc của giả định trong trường hợp này rất cao, đây cũng là một hạn chế của mô hình. Trong trường hợp của nghiên cứu này, giả định có nghĩa là giá trị tung độ gốc của 51 công ty là như nhau cũng như hệ số độ dốc của các biến giải thích đồng nhất cho cả 51 công ty trong mẫu. Trường hợp 2: hệ số độ dốc không đổi nhưng hệ số trục tung khác nhau giữa các đơn vị chéo. Mô hình (3.13) có thể viết lại như sau: 1 2 3Υ = β + β + β + + β +it i 2it 3it k kit itX X ... X u (3.14) Trong đó, sự khác biệt về hệ số trục tung có thể biểu thị cho đặc tính của mỗi công ty, như lối điều hành, quản trị của công ty,…Mô hình (3.14) được gọi là FEM. Mô hình thích hợp trong trường hợp mẫu có kích thước thời gian tương đối ngắn. Ý tưởng sự khác biệt trong tung độ gốc thể hiện thông qua biến giả được đưa vào mô hình đại diện cho đặc tính nào của dữ liệu chéo mà nghiên cứu muốn đề cập. Mô hình khi có biến giả được thể hiện như sau: 1 2 2 3Υ = α + α + α + + β + β + + β +it 2i 3 3i 2it 3it k kit itD D ... X X ... X u (3.15) Mô hình (3.15) còn được gọi là LSDV. Khác biệt giữa (3.15) với (3.13) là hệ số tung độ gốc có thể thay đổi giữa các công ty. Để so sánh mô hình (3.13) và (3.15) xem mô hình nào tốt hơn, ta có thể dùng kiểm định Wald. Ngoài ra, tương tự mô hình (3.15) có thể giải thích được trong trường hợp hệ số tung độ gốc biến đổi giữa các đơn vị chéo và theo thời gian (trường hợp 3) bằng cách thêm biến giả giải thích vào mô hình (3.15). Giới hạn của FEM và LSDV là giảm bậc tự do của dữ liệu đi rất nhiều, nguy cơ đa cộng tuyến vì có quá nhiều biến. Trường hợp 4: tất cả các hệ số độ dốc và hệ số trục tung biến đổi theo các đơn vị chéo. Trường hợp này ta giả định tất cả các hệ số khác nhau theo các đơn vị chéo, ví dụ - 25 - chức năng đầu tư của các công ty khác nhau. Mô hình ước lượng có thể mở rộng LSDV bằng cách thêm những biến giả giải thích. Mô hình hồi quy có thể viết lại như sau: 1 2 2 3 1 2 3 3Υ = α + α + + β + β + + γ + γ + +it 2i 2it 3it 2i 2it i it itD ... X X ... D X D X ... u (3.16) Những biến có γ thể hiện hệ số độ dốc khác nhau, các biến α thể hiện hệ số tung độ gốc khác nhau. Nếu γ nào có ý nghĩa thì chứng tỏ hệ số độ dốc của biến đó khác biệt so với các biến còn lại. Ví dụ như 2β và 1γ có ý nghĩa thống kê, thì ( )1 2γ + β là giá trị hệ số độ dốc của biến 2Χ . Nhìn chung, giới hạn của FEM và LSDV là giảm bậc tự do của dữ liệu đi rất nhiều, nguy cơ đa cộng tuyến vì có quá nhiều biến. Mô hình LSDV có quá nhiều biến giả gây phức tạp mô hình và không hiệu quả trong sử dụng biến giả mô tả ảnh hưởng theo thời gian. Sau đây trình bày một cách hồi quy dữ liệu theo hình thức tiếp cận ảnh hưởng ngẫu nhiên. Mô hình hồi quy theo hình thức tiếp cận ảnh hưởng ngẫu nhiên. Ý tưởng của tiếp cận này cho rằng sự khác biệt về các điều kiện đặc thù của các đơn vị chéo được chứa đựng trong phần sai số ngẫu nhiên. Mô hình được đề xuất có tên gọi là REM. Ý tưởng cơ bản của mô hình được viết như sau: 1 2 3Υ = β + β + β + + β +it i 2it 3it k kit itX X ... X u (3.17) trong đó, thay vì 1β i cố định, mô hình giả định 1β i là một biến ngẫu nhiên với giá trị trung bình là 1β . Và giá trị hệ số tung độ gốc cho mỗi giá trị chéo có thể được diễn tả như sau: 1 1β = β + εi i ;với ∈ *i N với, εi là sai số ngẫu nhiên với giá trị trung bình là 0 và phương sai 2εσ . Giả sử trong trường hợp nghiên cứu thì có thể hiểu là các công ty trong mẫu được lấy từ một tập hợp và có giá trị trung bình của tung độ gốc là 1β và sự khác biệt trong giá trị hệ số tung độ gốc của mỗi công ty được phản ánh qua εi . Mô hình (3.16) có thể được viết lại như sau: 1Υ = β + β + β + + ε +it 2 2it 3 3it itX X ... ui (3.18) Hay 1Υ = β + β + β + +it 2 2it 3 3it itX X ... w ; với = ε +it itw ui - 26 - itu là sai số của dữ liệu bảng. Nhìn chung, mô hình FEM hay REM tốt hơn cho nghiên cứu phụ thuộc vào giả định có hay không sự tương quan giữa εi và các biến giải thích X. Nếu giả định rằng không tương quan, thì REM phù hợp hơn, và ngược lại. Ngoài ra, nếu căn cứ vào N (số dữ liệu chéo) và T (độ dài thời gian nghiên cứu) thì theo Judge, REM và FEM không phân biệt khi T lớn và N nhỏ, khá khác biệt khi N lớn và T nhỏ. Bên cạnh đó, Hausman test cũng là một phương án trong việc chọn phương pháp tốt nhất giữa FEM và REM. Trong trường hợp chuyên đề, dữ liệu bảng với kích thước thời gian ngắn từ năm 2005-2009 không thể ước lượng mô hình mà tất cả các hệ số thay đổi giữa các đơn vị chéo. Do vậy, dự đoán có hai mô hình khả thi trong trường hợp này là FEM với giả định hệ số độ dốc không đổi nhưng hệ số trục tung khác nhau giữa các đơn vị chéo và REM. Tuy thế trong phần hồi quy, nghiên cứu sẽ lầ lượt đi qua cả ba mô hình là OLS, FEM và REM để chọn mô hình bthích hợp nhất. 3.2.2 Các kiểm định trong mô hình dữ liệu bảng Kiểm định Durbin-Watson (DW) Kiểm định này nhằm xác định có hay không hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Thông thường, kết luận cho hiện tượng tự tương quan này như sau: Nếu giá trị d trong kiểm định DW: 1< d < 3: không có hiện tượng tự tương quan. 0 <d <1: mô hình có hiện tượng tự tương quan dương. 3 <d <4: mô hình có hiện tượng tự tương quan âm. Kiểm định Wald Nhằm mục đích xác định xem hệ số tung độ gốc có bằng nhau giữa các biến hay không, điều này đồng nghĩa với hệ sô tung độ gốc của các công ty có bằng nhau không. Nếu bằng nhau tức là thoả giả định trường hợp 1, ta có thể dùng kiểm định gộp trường hợp 3.13 để hồi quy dữ liệu. 0H : tung độ gốc bằng nhau giữa các biến 1H : tung độ gốc không bằng nhau giữa các biến - 27 - Nếu α > p-value thì giả thiết 0H bị bác bỏ và cho phép kết luận là tung độ gốc không bằng nhau giữa các biến, phương pháp FEM có thể khả thi. Kiểm định Hausman Kiểm định trên nhằm lựa chọn phương pháp FEM hay REM phù hợp cho hồi quy dữ liệu mẫu, dựa trên giả định 0H không sự tương quan giữa biến giải thích và yếu tố ngẫu nhiên εi vì tương quan là nguyên nhân tạo nên sự khác