tiểu luận tác động của cấu trúc vốn đến giá trị của các doanh nghiệp chế biến thuỷ sản việt nam

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 3 TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN GIÁ TRỊ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP CHẾ BIẾN THUỶ SẢN VIỆT NAM TÓM TẮT Mục đích của bài viết này là để điều tra có hay không một cấu trú

BÀI NGHIÊN CỨU

TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN GIÁ TRỊ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP CHẾ BIẾN THUỶ SẢN VIỆT NAM

GVHD : PGS.TS Lê Thị Lanh Nhóm TH : Nhóm 4_NH Đêm 1_K22_3

TPHCM, tháng 09/2013

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 2

MỤC LỤC

MỤC LỤC 2

1 GIỚI THIỆU……… 3

2 TỔNG QUAN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY………6

3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU………9

4 NỘI DUNG NGHIÊN CỨU……… 26

5 KẾT LUẬN……… 33

TÀI LIỆU THAM KHẢO……… 35

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 3

TÁC ĐỘNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN GIÁ TRỊ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP

CHẾ BIẾN THUỶ SẢN VIỆT NAM TÓM TẮT

Mục đích của bài viết này là để điều tra có hay không một cấu trúc vốn tối ưu mà tại đó công ty có thể tối đa hóa giá trị của nó Một mô hình hồi quy ngưỡng bảng điều khiển tiên tiến được áp dụng để kiểm tra bảng điều khiển ngưỡng tác động của cấu trúc vốn đến giá trị công ty với biến là 92 doanh nghiệp chế biến thủy sản của Việt Nam (SEA) từ năm

2005 đến năm 2010 Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng ROE làm tiêu chí đo lường giá trị công ty và tỷ lệ nợ (DA) làm tiêu chí đại diện cấu trúc vốn và là biến ngưỡng

Các kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng hiệu ứng hai ngưỡng tồn tại giữa tỷ lệ nợ và giá trị công ty Hiệu ứng là tích cực khi tỷ lệ nợ thấp hơn 59,27%, trong đó ngụ ý rằng vay nợ

có thể nâng cao giá trị công ty Hiệu ứng là tiêu cực và có xu hướng giảm dần khi tỷ lệ

nợ là giữa (59,27% , 94,60%) và khi tỷ lệ nợ cao hơn 94,60% thì một sự gia tăng hơn nữa trong vay nợ, sẽ làm suy giảm giá trị công ty Do đó, chúng tôi kết luận rằng giữa đòn bẩy và giá trị công ty có một mối quan hệ phi tuyến và mối quan hệ này được biểu thị bằng hình Parapol lồi Phần cuối của bài đưa ra kiến nghị cho các doanh nghiệp chế biến thủy sản (SEA) tại Viêt Nam về việc sử dụng linh hoạt các đòn bẩy tài chính Cụ thể, SEA không nên sử dụng các khoản vay hơn 59,27% Để gia tăng giá trị doanh nghiệp, phạm vi của tỷ lệ nợ tối ưu nên ít hơn 59,27%

1 GIỚI THIỆU

Kể từ 60 năm qua, mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp trở thành vấn

đề được tranh cãi nhiều Các bài nghiên cứu cho kết quả phán đoán về mối quan hệ này Mối quan hệ này có thể là tích cực, tiêu cực, hoặc không có ý nghĩa thống kê (Modigliani

và Miller (1958) [30], Modigliani và Miller (1963) [31], Miller (1977) [28], Myers

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 4

(1977) [33], Myers và Majluf (1984) [34], Graham (2000) [21]) Tương tự như vậy, những nghiên cứu thực nghiệm sau cũng cho kết quả như vậy (Fama và French (1998) [17], (2001) Booth và cs [4], Mesquita và José Edson Lara (2003) [32], Joshua(2005) [26], Mollik (2005) [29], Gulnur Muradoglu và Sheeja Sivaprasad (2006) [20], Pornsit Jiraporn và Yixin Liu (2007) [36], Walaa Wahid ElKelish (2007) [50], Andreas Stierwald (2009) [1])

Kết quả của những nghiên cứu này chỉ ra rằng giá trị doanh nghiệp và cấu trúc vốn là một hàm tuyến tính, có nghĩa là độ dốc của giá trị doanh nghiệp là không đổi trong tất cả các

tỷ lệ nợ khác nhau Có nghĩa là hàm hồi quy là giống hệt nhau trên tất cả các quan sát trong một mẫu Nhưng trên thực tế với mỗi tỷ lệ nợ khác nhau, nó ảnh hưởng đến giá trị công ty khác nhau - nó có thể tác động tích cực hay tiêu cực đến giá trị công ty (Chien-Chung Nieh, Hwey-Yun Yau, và Wen-Chiến Liu (2008) [8], Tsangyaao Chang, Kuei-Chiu Lee, Yao-Men Yu và Chia-Hào Lee (2009) [41], Yu Shu-Cheng, Yi-Pei Liu và Chu Dương Chiến (2010) [43])

Việt Nam có nhiều ưu điểm vượt trội để phát triển ngành công nghiệp chế biến thủy sản Đây là một trong những ngành xuất khẩu chủ lực, đóng góp khoảng 4% GDP của nền kinh tế trong năm 2010 Hiện nay, sản phẩm thủy sản của Việt Nam đã được xuất khẩu sang 155 thị trường trên thế giới, trong đó ba thị trường chính là EU, Mỹ và Nhật Bản, chiếm 60,6% kim ngạch xuất khẩu EU chiếm 26% thị phần xuất khẩu của Việt Nam, Nhật Bản và Hoa Kỳ chiếm khoảng 17,8% và 16,9% Đặc điểm của các doanh nghiệp chế biến thủy sản của Việt Nam có quy mô nhỏ, mới được thành lập, bán thủ công lao động, công nghệ chế biến lạc hậu Số lượng niêm yết các doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán còn ít Hơn nữa, ngành này khả năng sinh lời thấp, nguy cơ phá sản cao (Cường (2010) [35]) thị trường đầu ra có nhiều rào cản, hạn chế về vốn và nhiều lý do khác Với doanh nghiệp có vay nợ thì lãi phải trả là lý do Với sự gia tăng của lãi suất như hiện nay, chi phí tài chính đã tăng đáng kể trong năm nay, dẫn đến giảm lợi nhuận của ngành công nghiệp thủy sản trong năm 2010, nhiều doanh nghiệp đã phải đóng cửa

và tuyên bố phá sản Từ thực tiễn trên, nghiên cứu tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp sẽ giúp các doanh nghiệp SEA đưa ra quyết định cấu trúc vốn phù hợp Cụ thể, làm thế nào để sử dụng nợ một cách hợp lý, khi nào thì cần gia tăng các khoản nợ để gia tăng giá trị doanh nghiệp, khi nào thì cần giới hạn vay nợ để giảm thiểu rủi ro, giảm nguy cơ thiệt hại cho doanh nghiệp

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 5

Trong nghiên cứu này cho thấy cấu trúc vốn nào mà khoản nợ sẽ có tác động tích cực khi làm tăng giá trị doanh nghiệp, cấu trúc vốn nào mà các khoản nợ sẽ có tác động tiêu cực khi làm giảm giá trị của doanh nghiệp Nghiên cứu này áp dụng mô hình hồi quy ngưỡng của Hansen (1999) [24] và tham khảo các nghiên cứu thực nghiệm của Chien-Chung Nieh, Hwey-Yun Yau, và Wen-Chien Liu (2008) [8], Yu Shu-Cheng, Yi-Pei Liu để xây dựng mô hình hồi quy ngưỡng để điều tra tác động của cấu trúc vốn trên giá trị doanh nghiệp của SEA

Bài viết này được chia thành sáu phần Phần thứ hai sau đây xem xét các kết quả của các bài lý thuyết trước đó của các bài nghiên cứu thực nghiệm Phần thứ ba thảo luận về phương pháp và mô hình nghiên cứu Phần thứ tư thảo luận về thu thập dữ liệu và phương pháp Phần 5 thảo luận về kết quả nghiên cứu, và phần cuối cùng tóm tắt kết quả

và đưa ra kiến nghị

2 Tổng quan và kết quả nghiên cứu trước đây

Cấu trúc vốn của một công ty liên quan đến sự hỗn hợp giữa nợ và vốn chủ sở hữu mà công ty sử dụng trong việc điều hành công ty của mình Mối quan hệ giữa cấu trúc vốn

và giá trị công ty đã là chủ đề của cuộc tranh luận chặt chẽ này Trong phần cơ sở lý thuyết, cuộc tranh luận đã tập trung vào việc có một cơ cấu vốn tối ưu cho một công ty để tối đa hóa giá trị của công ty

Cuộc tranh luận dựa trên sự liên quan giữa cơ cấu vốn với giá trị công ty đã tiến triển từ

mô hình học thuật tới thực hành thực tế từ nghiên cứu Modigliani & Miller (1958) Trong thị trường hoàn hảo, cấu trúc vốn theo Modigliani và Miller (1958) đã lập luận rằng giá trị công ty không phụ thuôc vào cấu trúc vốn của công ty, và không có cấu trúc vốn tối

ưu cho một công ty cụ thể Tuy nhiên, Modigliani và Miller (1958) giả định trong thị trường hoàn hảo: chẳng hạn như không có chi phí giao dịch, không có thuế, thông tin đối xứng và tỷ lệ vay giống hệt nhau, và nợ miễn phí rủi ro, thì mâu thuẫn với các hoạt động trong thưc tại

Trong phần viết tiếp theo của họ, Modigliani và Miller (1963) đã giải tỏa giả định của họ bằng cách kết hợp những lợi ích thuế doanh nghiệp như yếu tố quyết định cấu trúc vốn của doanh nghiệp Các tính năng chính của thuế là sự ghi nhận quan tâm là chi phí được khấu trừ thuế Một công ty đóng thuế nhận được một phần bù đắp từ "lá chắn thuế" trong

ty nên sử dụng vốn vay càng nhiều càng tốt để tối đa hóa giá trị của họ

Tương tự như đề xuất của Modigliani và Miller (1963), Miller (1977) đã kết hợp cả hai loại thuế doanh nghiệp và thuế cá nhân vào mô hình của mình Theo Miller (1977), giá trị của công ty phụ thuộc vào mức độ tương đối của từng mức thuế suất, so với hai người kia Miller (1977) chỉ ra rằng mức độ tương đối của từng mức thuế suất xác định giá trị doanh nghiệp, và đạt được từ việc sử dụng nợ có thể là nhỏ hơn so với những gì đã được

đề xuất theo Modigliani và Miller (1963) Trong một nghiên cứu gần đây, Graham (2000) cho rằng các lợi ích về thuế vốn hóa các khoản nợ là bằng 10 phần trăm của giá trị công

ty và hình phạt thuế cá nhân làm giảm lợi ích này xuống xấp xỉ khoảng hai phần ba trước khi có Đạo luật cải cách thuế năm 1986 và thấp hơn một chút so với một nửa trước kia sau khi cải cách

Những lý thuyết khác đã được cải tiến để giải thích cấu trúc vốn của công ty bao gồm chi phí phá sản,lý thuyết đại diện, và lý thuyết xã hội Những lý thuyết này đã được thảo luận lần lượt

Theo lý thuyết Cân bằng tĩnh được phát triển bởi Myers vào năm 1977 Myers (1977) cho thấy rằng cấu trúc vốn tối ưu không tồn tại Tối đa hóa giá trị doanh nghiệp sẽ tìm thấy một cấu trúc vốn tối ưu bằng cách kinh doanh ra lợi ích và chi phí vay nợ Do đó,giá trịcông tysẽ là giá trị củacông tynếusử dụng vốn vaycộng với giá trịhiện tại củalá chắn thuếtrừ đi giá trịhiện tại củachi phí phá sảnvàchi phí đại diện

Lý thuyếttự do phân tích được đề xuất bởiMyers(1984) vàMyersvàMajluf(1984) cho thấy rằng có mộthệ thống phân cấpưu đãiđối với cáccông tytài chính cho cáckhoản đầu tưcủa họcóvàkhông cótỷ lệ nợmục tiêuđược xác định rõ Cáckết luận rút ratừ lý thuyếttự do phân tíchlà cómộthệ thống phân cấpưu đãiđối với cáccông tytài chính cho cáckhoản đầu tưcủa họ Lý thuyết này chorằng các công tytài trợ chonhu cầu của họ, ban đầu bằng cách

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 7

sử dụng quỹnội bộđược tạo ra, như thu nhập chưa phân phối, nơi không cósự tồn tại củathông tinbất đối xứng, bên cạnh bởinợít rủi ro hơnnếunguồn vốn bổ sunglà cần thiếtvà cuối cùngcủavấn đềvốnbên ngoàinguy hiểmđể trang trảibất kỳyêu cầu còn lại về vốn Thứ tựưu tiênphản ánhchi phítương đối củatài chínhlà sự khác nhau giữacác nguồntài chính khác nhau

Fama vàFrench(1998)đã phân tích mối quan hệgiữa cácloại thuế, quyết định tài chính vàgiá trịcủa công ty, kết luận rằngcác khoản nợkhông thừa nhậnlợi ích về thuế Bên cạnh đó,mức độđòn bẩycaotạo racác vấn đềgiữa các cổ đôngvà chủ nợđã dự đoán rằngmối quan hệtiêu cực giữađòn bẩyvà lợi nhuận.Vì vậy, thông tin tiêu cựcliên quan tới nợvà lợi nhuậnlàm lu mờcáclợi ích về thuếcủa các khoản nợ

Graham(2000) đã kết luận rằngcác công tylớnvà có lợi nhuận thườngđưa ra mộttỷ lệ nợthấp Booth et al (2001) đã phát triển một nghiên cứuđể cố gắngliên quancấu trúc vốn

ở nhiều quốc gia với những thị trườngtài chínhrất khác nhau.Họ kết luận rằngcác biếncó ảnh hưởng đếnsự lựa chọn cấu trúc vốncủacác công tylà như nhau,mặc dù cósự khác biệt lớndothị trường tài chính Bên cạnh đó,họ kết luận rằnglợi nhuậncómột mối quan hệnghịch biến vớicấp độ nợvà độ lớn củacông ty

MesquitavàLara(2003) được tìm thấy trongnghiên cứu của mìnhrằng mối quan hệgiữatỷ suất lợi nhuậnvànợchỉ ramột mối quan hệtiêu cực đối vớinguồn tài chính dàihạn Tuy nhiên, họ đã tìm thấymột mối quan hệtích cực đối vớitài chính ngắn hạnvànguồn vốn Một số nghiên cứu khácnhưGulnurMuradogluvàSheejaSivaprasad(2006), AndreasStierwald(2009)] cũng tìm thấy mộtmối quan hệtiêu cựcgiữa tỷ suất lợi nhuậnvànợ

Joshua Abor (2005) đã tìm thấy trongnghiên cứu của mìnhmối quan hệ tích cựcgiữatỷ suất nợ ngắn hạn so với tổng tài sàn và ROE Tuy nhiên, họ đã tìm thấymột mối quan hệtiêu cực giữa tỷ suất nợ dài hạn so với tổng tài sản và ROE.Liên quan đến cácmối quan

hệ giữatổng nợvà tỷ lệlợi nhuận, kết quả cho thấymộtliên kếttích cựcđáng kểgiữatỷ lệtổng nợtrên tổng tài sảnvà lợi nhuận trênvốn chủ sở hữu Mallik(2005) [35], người phát hiện rarằng có mộtmối liên hệ thuậngiữađòn bẩyvà hiệu suất

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 8

PornsitJirapornvàYixinLiu(2007)phân tíchmối quan hệ giữa cấu trúc vốn, Staggered Boardsvà giá trịCông ty Kết quả nghiên cứukhông cótác động tiêu cựcđáng kể đếngiá trị công tydođòn bẩyquá mức.WalaaWahidElKelish(2007)điều tratác động củacơ cấu tài chínhtrêngiá trị công ty Kết quả thực nghiệmcho thấy,tỷ suất nợtrên vốn chủ sở hữukhông ảnh hưởng đếngiá trị công ty

Giá trị của công ty vì vượt qua mức đòn bẩy tài chính Walaa Wahid ElKelish (2007) [42] tìm hiểu và nghiên cứu khía cạnh cấu trúc tài chính ảnh hưởng đến giá trị công ty Kết quả thực nghiện cho thấy tỉ lệ nợ không ảnh hưởng đến giá trị công ty Chien-Chung Nieh, Hwey-Yun Yau, và Wen-Chien Liu (2008) [8] cho thấy một hệ số nợ tối ưu Kết quả cho thấy các công ty ngành điện niêm yết trên thị trường chứng khoán Đài loan không nên có tỷ lệ nợ vượt quá 51.57% và không nên nhó hơn 12.37% để đảm bảo tăng giá trị công ty tỷ lệ nợ nên ở mức 12.37% đến 28.70% Yu-Shu Cheng, Yi-Pei Liu and Chu-Yang Chien (2010) [43] phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và giá trị công ty ở Trung Quốc Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy ngưỡng để kiểm tra tỷ lệ đòn bẩy tài chính giữa 650 chứng khoán hạng A niêm yết trong khoảng thời gian 2001 đến 2006 Nghiên cứu này sử dụng tỷ lệ ROE (Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu) như việc đại diện cho giá trị công ty và tỷ lệ nợ trên tài sản như là biến ngưỡng Kết quả thực nghiệm

khẳng định mạnh mẽ rằng có 3 ngưỡng tỷ lệ nợ ảnh hưởng đến giá trị công ty Bên cạnh

đó mối tương quan giữ tỷ lệ nợ dưới 53.97% làm tăng giá trị công ty, mức tăng giá trị công ty vẫn tồn tại ở tỷ lệ nợ khoảng giữa 53.97% và 70.48% Giá trị công ty bắt đầu giảm xuống ở ngưỡng 70.48% đến 75.26% và trên mức 75.26% mở rộng vấn đề của nghiên cứu là tỷ lệ đòn bẩy tài chính và giá trị công ty nên ở dưới mức 70.48% là tối ưu cho việc làm tăng giá trị công ty

Tóm lại, không có một lý thuyết chung nào cho sự lựa chọn tỷ lệ nợ Có các nhìn khác nhau liên quan đến lựa chọn cấu trúc tài chính Bài nghiên cứu này sử dụng mô hình hổi quy ngưỡng của Hansen và tham khảo kết quả thực nghiệm của Chien-Chung Nieh, Hwey-Yun Yau, và Wen-Chien Liu (2008) [8], Yu-Shu Cheng, Yi -Pei Liu và Chu-Yang Chien (2010) [43] để sử dụng mô hình hồi quy ngưỡng cho các doanh nghiệp chế biến thủy sản tại Việt Nam

3.Phương pháp nghiên cứu

3.1 Mô hình hồi quy ngưỡng

3.1.1 Mô hình

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 9

Mô hình hồi quy ngưỡng được Hansen sử dụng năm 1999, mô hình này sử dụng dữ liệu cân bằng {yt , qt , xt ,1≤i≤n, 1≤t≤T} trong đó i là số lượng các mẫu dự liệu chéo, t khoảng thời gian dữ liệu, yt là biến phụ thuộc, qt là biến ngưỡng, xt là biến độc lập

Mô hình ta có như sau:

3.1.2 Ước tính mô hình hồi quy ngưỡng đơn

Mô hình truyền thống loại bỏ ảnh hưởng của µiphải gạch bỏ những trung bình như trung vị…Mô hình này dễ hiểu là mô hình hồi quy tuyến tính nhưng yêu cầu mở rộng ra mô hình phi tuyến tính

Bởi vậy paper dẫn tới trung bình hàm tại công thức (1)

i =µi +ß’ it( ) + it (3)

Trong đó

Tất cả các con số dữ liệu và các sai số được bước hai và các tiếp theo đó được sắp xếp và

được định nghĩa như sau:

Sau khi xác định được biến γ, ta có thể sử dụng ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS)

để tìm hệ số β (độ dốc) theo công thức sau:

ˆ( ) X ( ) X ( ) X ( ) Y

Phần dư của vector hồi quy, e ˆ*  Y*  X*( ) ( )    ˆ Trong khi đó, tổng bình

phương các lỗi được tính như sau:

3.1.3 Kiểm định giá trị ngưỡng

Dựa vào giới hạn tuyến tính phương trình (1), giả thiết không được đưa ra trong trường hợp tác động của giá trị ngưỡng không tồn tại H0 : β1 = β2 Giả thiết này thường được gọi

là “Davies” (Davies, 1977, 1987) và đã được kiểm định lại bởi Andrews và Ploberger (1994), Hansen (1996) Theo đó, với giả thiết không, tác động của giá trị ngưỡng không tồn tại, mô hình được viết lại như sau:

0 ˆ ˆ (S e e it it) Tại điểm này, tỷ số hợp lý của giả thiết không được tính như sau:

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 12

ˆ ( ) ˆ

3.1.4 Phân phối tiệm cận giá trị ngưỡng ước tính

Trong trường hợp có tác động của giá trị ngưỡng (β1≠β2), Chen (1993) và Hansen (1999)

đã chỉ ra rằng γ nhất quán với γ0 (giá trị thực của γ) và phân phối tiệm cận không chuẩn Hansen (1999) cho rằng cách tốt nhất để tạo khoảng tin cậy cho γ là tạo ra một vùng chấp nhận bằng cách sử dụng phép thử dựa vào phân số khả năng trên γ Khi giá trị LR1 (γ0) đủ lớn để P-value nằm ngoài khoảng tin cậy, ta có thể bác bỏ giả thiết không H0 Điều này

có nghĩa là γ≠γ0 Phương pháp thử được thực hiện như sau:

Bước đầu kiểm định giả thiết không H0: γ=γ0 và ước tính giá trị xấp xỉ tối đa:

ˆ( ) ( )( )

Hansen (1999) chỉ ra rằng khi giả thiết H0 : γ = γ0 chuẩn và gặp tiệm cận LR1(γ) →d  ,

khi n→∞,  là một biến ngẫu nhiên của một phân bổ xác suất:

Khi n→∞, (β1 - β2)→0 thì kích thước mẫu lớn hơn và giá trị phương sai nhỏ hơn sẽ nằm

ở giữa hai hệ số (độ dốc) Tuy nhiên nếu tác động của giá trị ngưỡng quan trọng, thì giá trị ngưỡng (không phụ thuộc vào mức độ) có thể được ước tính một cách chính xác

3.1.4 Phân phối tiệm cận của ngưỡng ước lượng:

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 13

Khi có một tác động ngưỡng (β1 ≠ β2) , Chan (1993) và Hansen (1999) đã chỉ ra rằng γ thì thích hợp với γ0 (giá trị thực của γ) và phân phối tiệm cận thì bất chuẩn cao Hansen (1999) tranh cãi rằng cách tốt nhất để thiết lập độ tin cậy cho γ là thiết lập “miền không bác bỏ” sử dụng thông số tỷ lệ hợp lý để kiểm tra γ Khi giá trị của LR1 (γ0) đủ lớn để P-value vượt ra ngoài độ tin cậy, điều đó có nghĩa rằng chúng ta đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 Điều này có nghĩa rằng giá trị γ ngưỡng ước lượng không ngang bằng với giá trị ngưỡng thực tế γ0 Phương pháp kiểm tra như sau:

Bước đầu tiên là kiểm tra giả thuyết rỗng Ho: γ = γ0, và khoảng ước lượng tối đa là:

Ghi chú rằng công thức thông số (1) đang kiểm tra một giả thuyết khác biệt từ công thức thông số (12) đã được giới thiệu ở phần trước LR1 (γ0) đang kiểm tra giả thuyết H0: γ =

γ0 Nói cách khác khác, nó dùng để kiểm tra liệu ngưỡng giá trị ước lượng có ngang bằng với ngưỡng giá trị thật Trong khi F1 thì để kiểm tra liệu giả thuyết H0: β1 = β2 Nói cách khác, nó được dùng để kiểm tra liệu tác động ngưỡng có tồn tại hay không Hansen (1999) chỉ ra rằng khi giả thuyết rỗng H0: γ = γ0 đứng và gặp giả thuyết LR1(γ) → dξ , khi n tiến đến vô cùng ξ là một giá trị ngẫu nhiên của một phân phối xác suất:

Khi n tiến đến vô cùng, (β2 – β1) tiến đến 0, điều này ngụ ý rằng kích thước mẫu càng lớn, thì phương sai giữa độ dốc của hai phần càng trở nên nhỏ Tuy nhiên, nếu tác động ngưỡng đủ cơ sở, giá trị ngưỡng (bất chấp mức độ) có thể được ước lượng chính xác Phân phối tiệm cận được suy ra từ công thức (14) là giới hạn Độ tin cậy xấp xỉ có thể suy ra từ công thức (14) Hàm nghịch đảo của công thức (14) có thể suy ra như sau:

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 14

từ cái mà dễ tính toán giá trị giới hạn Ví dụ, 10% giá trị giới hạn là 6.53, 5% kà 7.35 và 1% là 10.59 Khi độ tin cậy là α là 1 LR1(γ0) > C(α), chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0: γ = γ0, như vậy giá trị ngưỡng thực không bằng giá trị ngưỡng ước lượng

3.1.5 Ước lượng của phân phối tiệm cận của hệ số góc (độ dốc)

Công thức ước lượng β^ = β^ (γ^) dưới ảnh hưởng của giá trị ước lượng ngưỡng Điều này làm cho khó hơn để xác định β Chan (1993) và Hansen (1999) đã chỉ ra rằng khi ước lượng ngưỡng bằng với giá trị ướng lượng thực, thì β^ = β^ (γ^) Do đó, β^ thì gần với phân phối thường và ma trận hiệp phương sai như sau:

Trong ước lượng độ tin cậy của γ, có lỗi xảy ra với giả thuyết iid; tuy nhiên, trong ước lượng tham số độ dốc, giả thuyết có thể được mở rộng ra Nếu cho phép lỗi tồn tại trong điều kiện phương sai không đồng nhất, ma trận hiệp phương sai của β^ như sau:

3.1.6 Mô hình đa ngưỡng

Mô hình (1) là mô hình đơn ngưỡng Tuy nhiên, trong thực tiễn, nhiều ngưỡng có thể xuất hiện Dưới đây là một giải thích của mô hình hai ngưỡng:

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 15

Khi giá trị ngưỡng γ 1= γ2 Có thể mở rộng phương pháp của mô hình hai ngưỡng thành mô hình nhiều ngưỡng (γ 1, γ 2, γ 31, …, γ n)

a.Mô hình ước lượng đa ngưỡng:

Khi (γ1, γ2) được biết, đường tham số độ dốc (β1, β2, β3) có thể được ước lượng với OLS (ordinary least square) – phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất để tính tổng bình phương của lỗi S(γ1, γ2) Tuy nhiên, quá trình thì quá phức tạp và nó đòi hỏi xấp xỉ N2 = (nT)2 để dần xác định bằng Grid search

Một lý thuyết đáng chú ý cho phép chúng tôi thoát khỏi gánh nặng tính toán này Nó được tìm ra (Chong, 1994 [6]; Bai, 1997 [2]; Bai and Perron, 1998 [3]) trong mô hình đa điểm thay đổi rằng ước lượng liên tục là phi mâu thuẫn Phương pháp thực hiện như sau:

Bước thứ nhất, để cho S1(γ) là tổng ngưỡng đơn của bình phương lỗi như đã xác định ở (7) và để γ1^ là ước lượng ngưỡng mà tối thiểu S1(γ) Phân tích của Chong và bai đề nghị rằng γ1^ sẽ phi mâu thuẫn với hoặc γ1 hoặc γ2 (tuỳ theo cái nào ảnh hưởng mạnh hơn)

Sau khi cố định bước thứ nhất, sự ước lượng là γ1^ Sự lựa chọn điều kiện của ngoo trong bước hai như sau:

Ước lượng ngưỡng của bước thứ hai như sau:

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 16

Ước lượng không thể chấp nhập quá ít quan sát trong bất cứ khoảng nào Do đó, trong công thức (2), một điều kiện để giới hạn số quan sát tối thiểu trong ba khoảng đã được thêm vào Bai (1997) tìm ra rằng, γr2^ nắm giữ tác động dần trong khi γ1^ không như vậy Điều này là do γ1^ được suy ra bằng cách tính toán sự dôi ra của tổng bình phương trong mô hình đơn ngưỡng Do đó, để điều này tác động đến một ngưỡng là lôi thôi và

γr2^ nắm giữ tác động dần Có thể làm giảm bớt γ1^ bằng cách ước lượng bước thứ ba Bước thứ ba là để lần đầu tiên điều chỉnh γr2^

của bước thứ hai Tại điểm này, điều kiện chọn của các ngưỡng ở bước thứ ba như sau:

Chiết xuất hơn ước lượng ngưỡng như sau:

Bai (1997) chỉ ra rằng sự chiết xuất ước lượng γr1^ thì phân phối tiệm cận ở ước lượng điểm thay đổi, và chúng tôi kỳ vọng đạt được kết quả tương tự khi hồi quy ngưỡng

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 17

Khi thông số F2 bác bỏ giả thuyết rỗng, có nghĩa là hai ngưỡng có tồn tại

c Xây dựng khoảng tin cậy:

Rất cần thiết để xây dựng khoảng tin cậy cho 2 ngưỡng (threshold) tham số(1,2) Bai(1997) sử dụng “mô hình điểm thay đổi” và thấy rằng những dự đoán ngưỡng(threshold) ban đầu và rằng mô hình 1 ngưỡng (threshold) tin cậy giống với phân phối tiệm cận vì vậy, khoảng tin cậy nên được xây dựng theo cách của mô hình 1 ngưỡng Do đó,

r

()2

r

() - S1

r

()1

Bài nghiên cứu này áp dụng mô hình hồi quy ngưỡng của Hessen (1999) (24) và tham chiếu nghiên cứu thực nghiệm của Chen Chung Nieh, Hwen-Yun Yau, và Wen Chien Liu (2008) (8), Yu Shu Cheng, Yi Pei Liu và Chu Yang Chien (2010) (43) để xây dựng mô

Nhóm 4_ NH Đêm 1_K22_3 18

hình hồi quy ngưỡng phân phối để nghiên cứu về ảnh hưởng của cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp thủy sản ở Việt Nam

Chúng tôi xây dựng mô hình như sau:

ROEit= i + ’hit-1+1Dit-1+ it if Dit≤

i + ’hit-1+2Dit-1+ it if Dit

Trong đó: = ( 1, 2 ) và hit-1 = (SIZEit-1, SGit-1)’; ROEit đại diện cho giá trị doanh nghiệp;

Dit-1 (tỷ lệ nợ) là một biến giải thích và cũng là biến ngưỡng, y là một giá trị ngưỡng lý thuyết đặc biệt Chúng tôi kết hợp hai biến (hit-1) để mà tách biệt ảnh hưởng của những nhân tố khác cái mà có những ảnh hưởng dự báo được lên giá trị doanh nghiệp Có ba biến kiểm soát gồm SIZE it -1: quy mô doanh nghiệp, SG it-1: tỷ lệ tăng trưởng của doanh thu, 1 2 đại diện cho những giả định hệ số tương quan về những biến kiểm soát i là một ảnh hưởng đã được cố định để hiểu thấu về lý thuyết những công ty khác nhau dưới những điều kiện hoạt động khác nhau, 1 là ngưỡng tương quan khi giá trị ngưỡng thì cao hơn ; sai số it phải tuân theo giả định iid(eitiid(0,2 )), ở đó trung bình là bằng 0, và phương sai là 2, I đại diện cho cho những doanh nghiệp khác nhau và t đại diện cho khoảng thời gian khác nhau

Nếu có tồn tại 2 ngưỡng, thì mô hình có thể được xác định như sau:

Mô hình 26:

ROEit= i + ’hit-1+1Dit-1+ it if Dit≤1

i + ’hit-1+2Dit-1+ it if 1<Dit≤2

i + ’hit-1+3Dit-1+ it if Dit2

Điều này có thể được mở rộng với (1, 2, 3, 4…….n)

Xây dựng mô hình ngưỡng đơn biến (25) và mô hình đa ngưỡng (26) là phù hợp hoàn toàn với mô hình gốc của Hessen (1999) và nghiên cứu thực nghiệm cuả Chen Chung Nieh, Hwen-Yun Yau, và Wen Chien Liu (2008) (8), Yu Shu Cheng, Yi Pei Liu và Chu Yang Chien (2010) Mô hình (25) và (26) rớt vào loại của mô hình (1) đặt yit=ROEit, qit=Dit, xit= Dit-1 Cũng có thể hồi quy thêm (SIZEit-1, SGit-1) Phần tiếp theo giới