Đang tải... (xem toàn văn)
• Lý do chọn đề tài TÓM TẮT ĐỀ TÀI Trên thế giới, hình thức doanh nghiệp được quản lý bởi những người không phải là chủ sở hữu của nó đã không còn xa lạ. Gắn liền với hình thức này, lý thuyết chi phí đại diện cùng với những khái niệm như cấu trúc sở hữu, sở hữu cổ phần của nhà quản trị, sở hữu cổ phần của các cổ đông chi phối bên ngoài, sở hữu tập trung v.v… và những tác động của chúng lên cấu trúc vốn, thành quả hoạt động của doanh nghiệp cũng trở nên phổ biến và được quan tâm nhiều hơn. Khởi điểm là từ nghiên cứu của Berle và Means (1932) đề xuất những giả thiết đầu tiên về chi phí đại diện. Các tác giả đã tìm thấy rằng, các nhà quản trị không có cổ phần hoặc nắm trong tay một tỷ lệ nhỏ cổ phần của một công ty và các cổ đông của công ty đó sẽ có xung đột với nhau trong việc tập trung làm tối đa hóa giá trị công ty. Cụ thể hơn, có thể tin rằng các nhà quản trị không mấy quan tâm đến những mong muốn của các cổ đông, mà chủ yếu là nghĩ đến lợi ích cá nhân họ thông qua các cơ chế lương thưởng, phụ cấp, phúc lợi và các nguồn thu khác dựa trên vị trí công tác. Tuy nhiên, theo Jensen và Meckling (1976), những chi phí khi nhà quản trị điều khiển công ty hướng theo những hành vi lệch khỏi mục tiêu tối đa hóa giá trị sẽ giảm xuống khi việc sở hữu cổ phần công ty của họ gia tăng. Cùng với sự tăng lên trong lượng cổ phần mà nhà quản trị nắm giữ, lợi ích của họ dần dần gắn kết với lợi ích của các cổ đông, và vì thế, sẽ ít có khả năng hoang phí nguồn lực của doanh nghiệp. Do đó, giá trị thị trường sẽ tăng theo sự gia tăng sở hữu cổ phần của nhà quản trị. Nhưng sau đó, Demsetz (1983) và Fama và Jensen (1983) đã chỉ ra các chi phí đi kèm với việc nhà quản trị nắm giữ lượng cổ phần đáng kể. Các tác giả này đã nêu rằng, khi một nhà quản trị chỉ sở hữu một lượng cổ phần nhỏ, kỷ luật của các thị trường1 vẫn có thể ép buộc họ hướng theo mục tiêu tối đa hóa giá trị công ty. Ngược lại, đến khi nhà quản trị kiểm soát được lượng cổ phần đáng kể, họ sẽ có thể có đủ quyền biểu 1 Ví dụ như thị trường việc làm của nhà quản trị (the managerial labour market) (Fama (1980)), thị trường sản phẩm (the product market) (Hart (1983)), và thị trường quản trị doanh nghiệp (the market for corporation control) (Jensen và Ruback (1983)). quyết hoặc có nhiều ảnh hưởng hơn trong việc bảo vệ công việc của mình tại công ty với một mức lương hấp dẫn. Nhờ đó, nhà quản trị có thể theo đuổi sở thích của riêng bản thân với những hành vi không làm tối đa hóa giá trị, và điều này làm trầm trọng hơn vấn đề đại diện. Vậy tài sản của công ty sẽ có giá trị ít hơn khi được quản lý bởi một cá nhân không bị kiểm soát. Giả thiết “các đặc trưng riêng trong cơ cấu sở hữu của một công ty, đặc biệt là sở hữu cổ phần bởi nhà quản trị, có thể ảnh hưởng đến thành quả hoạt động của công ty đó” đã nhận được nhiều sự chú ý của các nhà kinh tế học2 và có được nhiều kết quả thực nghiệm ý nghĩa. Điều này cũng là một dấu hiệu tốt để tin rằng “có mối tương quan giữa cấu trúc sở hữu và cấu trúc vốn”. Đặc biệt, trường phái nghiên cứu thiên về cách xem xét từ góc độ nhà quản trị để cung cấp lời giải thích cho những thay đổi thuộc vấn đề cấu trúc vốn (Barton và Gordon (1988), Berger và các cộng sự (1997)) đã lập luận rằng các quyết định cấu trúc vốn không chỉ được xác định bởi những mối quan tâm cơ bản về rủi ro và kiểm soát, mà giá trị, mục tiêu, sở thích và mong muốn của nhà quản trị cũng là đầu vào quan trọng trong việc đưa ra các quyết định tài chính. Cụ thể, các quyết định tài chính của doanh nghiệp thì bị ảnh hưởng từ các động cơ sai trái của nhà quản trị, và những động cơ này lại bị ảnh hưởng từ cơ cấu sở hữu vốn cổ phần (Demsetz (1983), Shleifer và Vishny (1986), Agrawal và Mandelker (1990)). Dựa trên nền tảng lý thuyết chi phí đại diện, bên cạnh mối tương quan giữa cấu trúc sở hữu và thành quả hoạt động của công ty với nhiều bài nghiên cứu trên thế giới, mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và cấu trúc vốn, đặc biệt là tỷ lệ nợ, cũng đã được quan tâm nhiều hơn (Brailsford và các cộng sự (2002) ở Úc, Lundstrum (2008) ở Mỹ, Ruan, Tian và Ma (2011) ở Trung Quốc, Din và Javid (2011) ở Pakistani, v.v…). Tuy nhiên, tại một thị trường mới nổi như Việt Nam, đây là chủ đề còn khá mới mẻ và vẫn chưa có nhiều nghiên cứu xem xét. Bên cạnh đó, cùng với việc gia nhập WTO, Việt Nam cũng không nằm ngoài xu hướng gia tăng hội nhập vào nền kinh tế 2 Những nghiên cứu tiên phong như Morck và các cộng sự (1988), McConnell và Servaes (1990) và Himmelberg và các cộng sự (1999). toàn cầu. Một trong những yêu cầu cấp thiết là cần phải đổi mới các doanh nghiệp theo hình thức cổ phần hóa nhằm mở rộng vốn chủ sở hữu, nâng cao chất lượng hoạt động, giúp các doanh nghiệp độc lập hơn, không còn lệ thuộc vào Nhà nước, v.v… Vì vậy, các nhà quản trị có khả năng đưa ra các quyết định quan trọng trong doanh nghiệp cũng có cơ hội để nắm giữ cổ phần. Do đó, một nhu cầu thực tế là cần phải đưa ra đáp án cho câu hỏi “liệu cấu trúc sở hữu, cụ thể là việc kiểm soát cổ phần của các nhà quản trị có thể giải thích cho sự biến động trong cấu trúc vốn và thành quả hoạt động của các công ty ở thị trường Việt Nam hay không?”. Để làm được điều đó, chúng tôi quyết định thực hiện bài nghiên cứu “Ảnh hưởng của sở hữu cổ phần bởi nhà quản trị lên cấu trúc vốn và thành quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam thời kỳ 2007 – 2011”. • Mục tiêu nghiên cứu Đề tài đi sâu vào nghiên cứu thực tiễn ở Việt Nam nhằm trả lời hai câu hỏi lớn sau: Thứ nhất, mức độ sở hữu cổ phần của nhà quản trị có tác động như thế nào đến cấu trúc vốn, đặc biệt là tỷ lệ đòn bẩy của một doanh nghiệp?
TÓM TẮT ĐỀ TÀI i Lý chọn đề tài Trên giới, hình thức doanh nghiệp quản lý người chủ sở hữu khơng cịn xa lạ Gắn liền với hình thức này, lý thuyết chi phí đại diện với khái niệm cấu trúc sở hữu, sở hữu cổ phần nhà quản trị, sở hữu cổ phần cổ đơng chi phối bên ngồi, sở hữu tập trung v.v… tác động chúng lên cấu trúc vốn, thành hoạt động doanh nghiệp trở nên phổ biến quan tâm nhiều Khởi điểm từ nghiên cứu Berle Means (1932) đề xuất giả thiết chi phí đại diện Các tác giả tìm thấy rằng, nhà quản trị khơng có cổ phần nắm tay tỷ lệ nhỏ cổ phần công ty cổ đông công ty có xung đột với việc tập trung làm tối đa hóa giá trị cơng ty Cụ thể hơn, tin nhà quản trị không quan tâm đến mong muốn cổ đông, mà chủ yếu nghĩ đến lợi ích cá nhân họ thông qua chế lương thưởng, phụ cấp, phúc lợi nguồn thu khác dựa vị trí cơng tác Tuy nhiên, theo Jensen Meckling (1976), chi phí nhà quản trị điều khiển công ty hướng theo hành vi lệch khỏi mục tiêu tối đa hóa giá trị giảm xuống việc sở hữu cổ phần công ty họ gia tăng Cùng với tăng lên lượng cổ phần mà nhà quản trị nắm giữ, lợi ích họ gắn kết với lợi ích cổ đơng, thế, có khả hoang phí nguồn lực doanh nghiệp Do đó, giá trị thị trường tăng theo gia tăng sở hữu cổ phần nhà quản trị Nhưng sau đó, Demsetz (1983) Fama Jensen (1983) chi phí kèm với việc nhà quản trị nắm giữ lượng cổ phần đáng kể Các tác giả nêu rằng, nhà quản trị sở hữu lượng cổ phần nhỏ, kỷ luật thị trường1 ép buộc họ hướng theo mục tiêu tối đa hóa giá trị cơng ty Ngược lại, đến nhà quản trị kiểm soát lượng cổ phần đáng kể, họ có đủ quyền biểu Ví dụ thị trường việc làm nhà quản trị (the managerial labour market) (Fama (1980)), thị trường sản phẩm (the product market) (Hart (1983)), thị trường quản trị doanh nghiệp (the market for corporation control) (Jensen Ruback (1983)) i có nhiều ảnh hưởng việc bảo vệ cơng việc cơng ty với mức lương hấp dẫn Nhờ đó, nhà quản trị theo đuổi sở thích riêng thân với hành vi khơng làm tối đa hóa giá trị, điều làm trầm trọng vấn đề đại diện Vậy tài sản cơng ty có giá trị quản lý cá nhân khơng bị kiểm sốt Giả thiết “các đặc trưng riêng cấu sở hữu công ty, đặc biệt sở hữu cổ phần nhà quản trị, ảnh hưởng đến thành hoạt động cơng ty đó” nhận nhiều ý nhà kinh tế học2 có nhiều kết thực nghiệm ý nghĩa Điều dấu hiệu tốt để tin “có mối tương quan cấu trúc sở hữu cấu trúc vốn” Đặc biệt, trường phái nghiên cứu thiên cách xem xét từ góc độ nhà quản trị để cung cấp lời giải thích cho thay đổi thuộc vấn đề cấu trúc vốn (Barton Gordon (1988), Berger cộng (1997)) lập luận định cấu trúc vốn không xác định mối quan tâm rủi ro kiểm sốt, mà giá trị, mục tiêu, sở thích mong muốn nhà quản trị đầu vào quan trọng việc đưa định tài Cụ thể, định tài doanh nghiệp bị ảnh hưởng từ động sai trái nhà quản trị, động lại bị ảnh hưởng từ cấu sở hữu vốn cổ phần (Demsetz (1983), Shleifer Vishny (1986), Agrawal Mandelker (1990)) Dựa tảng lý thuyết chi phí đại diện, bên cạnh mối tương quan cấu trúc sở hữu thành hoạt động công ty với nhiều nghiên cứu giới, mối quan hệ sở hữu cổ phần nhà quản trị cấu trúc vốn, đặc biệt tỷ lệ nợ, quan tâm nhiều (Brailsford cộng (2002) Úc, Lundstrum (2008) Mỹ, Ruan, Tian Ma (2011) Trung Quốc, Din Javid (2011) Pakistani, v.v…) Tuy nhiên, thị trường Việt Nam, chủ đề mẻ chưa có nhiều nghiên cứu xem xét Bên cạnh đó, với việc gia nhập WTO, Việt Nam khơng nằm ngồi xu hướng gia tăng hội nhập vào kinh tế Những nghiên cứu tiên phong Morck cộng (1988), McConnell Servaes (1990) Himmelberg cộng (1999) toàn cầu Một yêu cầu cấp thiết cần phải đổi doanh nghiệp theo hình thức cổ phần hóa nhằm mở rộng vốn chủ sở hữu, nâng cao chất lượng hoạt động, giúp doanh nghiệp độc lập hơn, khơng cịn lệ thuộc vào Nhà nước, v.v… Vì vậy, nhà quản trị có khả đưa định quan trọng doanh nghiệp có hội để nắm giữ cổ phần Do đó, nhu cầu thực tế cần phải đưa đáp án cho câu hỏi “liệu cấu trúc sở hữu, cụ thể việc kiểm soát cổ phần nhà quản trị giải thích cho biến động cấu trúc vốn thành hoạt động công ty thị trường Việt Nam hay khơng?” Để làm điều đó, định thực nghiên cứu “Ảnh hưởng sở hữu cổ phần nhà quản trị lên cấu trúc vốn thành hoạt động doanh nghiệp Việt Nam thời kỳ 2007 – 2011” Mục tiêu nghiên cứu Đề tài sâu vào nghiên cứu thực tiễn Việt Nam nhằm trả lời hai câu hỏi lớn sau: Thứ nhất, mức độ sở hữu cổ phần nhà quản trị có tác động đến cấu trúc vốn, đặc biệt tỷ lệ đòn bẩy doanh nghiệp? Thứ hai, mức độ sở hữu cổ phần nhà quản trị ảnh hưởng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp, đo lường Tobin’s Q? Phương pháp nghiên cứu Dữ liệu: Bài nghiên cứu sử dụng liệu gồm 396 công ty (đã loại cơng ty bảo hiểm, tài chính, ngân hàng cơng ty có kỳ kế tốn kết thúc khác ngày 31/12) niêm yết Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ năm 2007 đến 2011 Dữ liệu xây dựng theo dạng bảng, cấu trúc “unbalanced data”, gồm 1280 quan sát; năm 2007 có 95 quan sát, năm 2008 gồm 177 quan sát, năm 2009 gồm 253 quan sát, năm 2010 gồm 369 quan sát năm 2011 gồm 383 quan sát Mỗi quan sát lựa chọn đưa vào mẫu cho phải đảm bảo có đầy đủ thơng tin liên quan đến sở hữu cổ phần nhà quản trị, giá thị trường năm, liệu Báo cáo tài cần thiết cho việc xây dựng biến kiểm sốt mơ hình Với biến giả ngành, phân loại công ty mẫu theo hệ thống nhóm ngành Vietstock.vn Tuy nhiên, để tránh có nhiều biến giả, số nhóm ngành có tương đồng nhóm lại Nguồn liệu từ Báo cáo tài hợp năm kiểm toán gồm Bảng cân đối kế toán, Báo cáo kết hoạt động kinh doanh, Báo cáo lưu chuyển tiền tệ Bảng thuyết minh báo cáo tài cơng ty niêm yết hai sàn HNX HOSE Bên cạnh đó, để thu thập tỷ lệ sở hữu cổ phần nhà quản trị, sử dụng Báo cáo thường niên Các báo cáo lấy từ Cafef.vn, Vietstock.vn, Cophieu68.com, số trang web chứng khoán khác Mơ hình hồi quy Với sở liệu thu thập được, chúng tơi thực tính tốn số biến kiểm sốt mơ hình Từ đó, tiến hành hồi quy OLS dạng liệu bảng cho hai mơ hình sau: Một là, ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên tỷ lệ nợ doanh nghiệp: ( ) Hai ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên thành hoạt động: ( ) Bên cạnh mơ hình hồi quy OLS với biến giả ngành, mở rộng thêm hai mơ hình tác động cố định tác động ngẫu nhiên, nhằm thể khác biệt theo không gian thời gian đơn vị chéo mẫu liệu.3 Phương pháp kiểm định: Nội dung trình bày phần Phụ lục Chúng tơi tiến hành chạy mơ hình từ tổng quát đến đơn giản Đầu tiên, sử dụng phương pháp Bình phương nhỏ thơng thường OLS cho mơ hình với đầy đủ biến từ năm 2007 đến 2011 Sau đó, chúng tơi hồi quy mơ hình với hai mẫu (giai đoạn 2007 – 2009 giai đoạn 2010 – 2011) tương quan theo chuỗi thời gian quan sát tạo kết hồi quy sai lệch Tiếp theo, tiến hành số kiểm định nhằm khắc phục vi phạm giả thiết mơ hình OLS Ví dụ kiểm định tượng đa cộng tuyến, tương quan biến giải thích làm hệ số ý nghĩa thống kê hay dấu hệ số bị sai Để khắc phục tượng này, sử dụng phương pháp loại khỏi mơ hình ban đầu biến có tương quan đáng kể lẫn Tuy nhiên cần thực thêm kiểm định cần thiết, tránh việc loại biến thực có tác động quan trọng đến biến phụ thuộc Vì thế, chúng tơi thực kiểm định WALD nhằm đưa kết luận xem loại đồng thời nhóm biến khơng Để hỗ trợ thêm kết kiểm định WALD, thực kiểm định bỏ sót biến với ý tưởng đưa thêm biến vào mơ hình, biến có đóng góp ý nghĩa vào thay đổi biến phụ thuộc hay không; kiểm định thừa biến để xem biến hay nhóm biến mơ hình có cần thiết hay khơng Sau kiểm định hệ số, tiến hành kiểm định cho phần dư kiểm định tượng tự tương quan với thống kê d (Durbin-Watson), kiểm định phương sai sai số thay đổi nhằm xem xét phương sai số hạng nhiễu có đồng hay khơng Trong Eviews, khơng có sẵn kiểm định WHITE cho liệu bảng, chúng tơi thực hồi quy bình phương phần dư bình phương giá trị ước lượng biến phụ thuộc để phát có tượng phương sai sai số thay đổi hay khơng Sau đó, chúng tơi kiểm định phần dư có chuỗi dừng hay khơng kiểm định Unit Root Test, phương pháp Levin, Lin Chu Nếu phần dư chuỗi dừng kết hồi quy đáng tin cậy Ngoài ra, mối quan hệ sở hữu ban quản trị thành hoạt động, để kiểm tra độ vững phân tích, chúng tơi có thay biến Tobin’s Q đặc trưng cho thành hoạt động công ty biến tỷ suất sinh lợi tổng tài sản ROA Cuối cùng, mơ hình có biến giả ngành, nên phần trước, chúng tơi chưa thể chạy mơ hình tác động cố định để xem xét “tính đặc trưng” cho quan sát liệu bảng Do đó, phần Phụ lục, chúng tơi có tính đến mơ hình hiệu ứng tác động cố định cho ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên cấu trúc vốn, có bỏ biến giả ngành khỏi mơ hình Chúng tơi thực mơ hình tác động ngẫu nhiên Sau đó, dùng kiểm định Hausman để xem xét mơ hình tác động cố định hay tác động ngẫu nhiên phù hợp Nội dung nghiên cứu Dựa mục tiêu định hướng cụ thể việc triển khai đề tài, nội dung đề tài gồm phần: Phần 1: Giới thiệu Phần nhằm cung cấp nhìn tổng quan nghiên cứu, giúp người đọc thấy vai trò quan trọng đề tài Phần 2: Cơ sở lý thuyết Được chia làm hai phần nhỏ Đầu tiên nêu lý thuyết tảng giải thích cho mối quan hệ cấu trúc sở hữu, cấu trúc vốn thành hoạt động doanh nghiệp; giới thiệu khái niệm lý thuyết “Chi phí đại diện”, lý thuyết “Sự hội tụ lợi ích” tượng “Entrenchment” Sau dẫn chứng số nghiên cứu trước tìm mối quan hệ đáng kể sở hữu cổ phần nhà quản trị, tỷ lệ đòn bẩy thành hoạt động Phần 3: Phương pháp nghiên cứu Trình bày q trình lấy mẫu; mơ tả mơ hình cách thực hồi quy; giải thích biến, cách tính ý nghĩa chúng; đưa đánh giá sơ đặc trưng biến trung bình, trung vị, giá trị cao nhất, giá trị nhỏ nhất, v.v… Phần 4: Kết Tổng hợp kết thu sau thực hồi quy hai mơ hình giới thiệu phần trước Phần bố cục làm hai phần nhỏ, trình bày kết ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị biến kiểm sốt khác lên tỷ lệ địn bẩy; hai tác động sở hữu nhà quản trị biến kiểm soát khác lên thành hoạt động Sau đưa kết chính, để chứng minh tính mạnh mẽ mơ hình, tìm biến thừa phát biến v thiếu, kiểm định khác thực trình bày phần phân tích độ nhạy Phần 5: Kết luận Trong phần này, chốt lại kết nghiên cứu chính, phân tích mặt cịn hạn chế đề xuất hướng nghiên cứu Có thể tóm lược ngắn gọn kết rút từ mơ hình hồi quy sau: Ở Việt Nam, mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn, đặc biệt tỷ lệ địn bẩy phi tuyến tính hình “chữ U ngược” Trong đó, tỷ lệ nợ vốn cổ phần đạt cực đại nhà quản trị nắm giữ 27.74% cổ phần phổ thông công ty Cụ thể hơn, mức sở hữu nhà quản trị thấp, gia tăng sở hữu nhà quản trị có tác dụng gắn kết lợi ích họ với cổ đơng Vì hành vi thực “chủ nghĩa hội” nhà quản trị bị giới hạn, có động lực để giảm nợ, dẫn đến kết mức nợ tăng lên Tuy nhiên, nhà quản trị nắm giữ lượng cổ phần đáng kể, ảnh hưởng “entrenchment” thiết lập, nhà quản trị có xu hướng theo đuổi lợi ích riêng thân Ban đầu, nợ công cụ để nhà quản trị bảo đảm quyền biểu tránh đe dọa nguy thâu tóm từ bên ngoài, nên tỷ lệ nợ vốn cổ phần tăng Đến điểm gãy 27.74%, tỷ lệ nợ vốn cổ phần giảm nhà quản trị không muốn sử dụng nhiều nợ nhằm giữ cho cơng ty khơng rơi vào kiệt quệ tài Về ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên thành hoạt động, mối quan hệ phi tuyến tính hình “chữ U” tìm thấy, khơng giống chứng thực nghiệm trước giới mà chúng tơi tham khảo Vì khơng thể sử dụng lý thuyết “sự hội tụ lợi ích” tượng “entrenchment” để giải thích cho kết Tuy nhiên, chúng tơi phát mức độ giải thích biến sở hữu nhà quản trị lên thành hoạt động công ty thấp, khả giải thích mơ hình khơng cao Do đó, vấn đề hình dạng tương quan khơng phù hợp phản ánh vai trò trung gian hỗ trợ biến kiểm soát khác cho biến sở hữu nhà quản trị Đặc biệt nữa, chúng tơi tìm thấy tỷ lệ đòn bẩy nghịch biến với thành hoạt động có ý nghĩa thống kê đáng kể Việt Nam giai đoạn 2007 – 2011, phù hợp với thực trạng doanh nghiệp kinh tế gặp nhiều bất ổn, tỷ lệ nợ xấu ngày gia tăng Vì vậy, trường hợp chúng tơi lập luận nợ có vai trò trung gian, sở hữu cổ phần nhà quản trị thơng qua nợ có tác động lên giá trị công ty Và điểm gãy mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động doanh nghiệp mức sở hữu nhà quản trị 33.75%, không chệch nhiều so với điểm gãy mối quan hệ sở hữu nhà quản trị tỷ lệ nợ vốn cổ phần Đóng góp đề tài Về mặt lý luận, đề tài đưa đến hiểu biết tổng quan mối tương quan cấu trúc sở hữu, cấu trúc vốn thành hoạt động Việt Nam; đóng góp phần vào chứng thực nghiệm giới, chứng minh tính mạnh mẽ phát mà nghiên cứu trước đề xuất Từ đó, cung cấp cho người đọc tảng lý thuyết nhằm lý giải việc, tượng xoay quanh cấu sở hữu, việc sử dụng địn bẩy hiệu hoạt động cơng ty Ngồi ra, kết đề tài trở thành sở phát triển cho hướng nghiên cứu tiếp theo, sâu xác nhằm làm rõ ảnh hưởng đặc thù sở hữu nhà quản trị lên định tài thành hoạt động doanh nghiệp Việt Nam Về mặt phương pháp nghiên cứu, đề tài có ưu điểm sử dụng mẫu lớn không gian thời gian Bằng việc sử dụng liệu hai sàn HNX HOSE từ năm 2007 đến 2011, kết thu đại diện cho tổng thể thị trường chứng khoán Việt Nam mang tính thức thời Hơn nữa, để đạt tính tổng quát chắn cho kết luận nghiên cứu, chúng tơi cịn tiến hành nhiều kiểm định kinh tế lượng, hay sử dụng cách đo lường khác để đại diện cho vấn đề, chẳng hạn sử dụng ROA để đo lường thành hoạt động bên cạnh thước đo Tobin’s Q Đối với việc xét “tính đặc trưng” ngành, chúng tơi thực mơ hình tác động cố định tác động ngẫu nhiên để thể khác biệt cơng ty Ngồi ra, chúng tơi cịn đưa vào mơ hình hồi quy biến kiểm soát điều chỉnh phù hợp với đặc điểm riêng thị trường Việt Nam, v.v… Về mặt thực tiễn, hy vọng đề tài giúp doanh nghiệp Việt Nam nhận vai trò quan trọng sở hữu nhà quản trị ảnh hưởng từ việc nhà quản trị kiểm soát cổ phần lên cấu trúc vốn thành hoạt động doanh nghiệp Để từ giải phần toán xung đột đại diện, đưa đề án thực tái cấu trúc lại doanh nghiệp cấu sở hữu việc sử dụng nợ, nhằm tăng cường kiểm soát, hạn chế nợ xấu, nâng cao giá trị công ty khả cạnh tranh, bối cảnh khủng hoảng kinh tế Hướng phát triển đề tài Đề tài cung cấp thêm chứng thực nghiệm mối quan hệ cấu sở hữu, cấu trúc vốn thành hoạt động Việt Nam từ năm 2007 đến 2011 Tuy nhiên, kinh tế Việt Nam nhiều biến động, thơng số ln thay đổi hàng ngày, giai đoạn sau này, mối quan hệ mà chúng tơi nghiên cứu thay đổi Hơn nữa, hạn chế việc thu thập liệu nên mẫu cịn nhỏ Do đó, chúng tơi hy vọng nghiên cứu sau mở rộng cỡ mẫu không gian lẫn thời gian để đạt hiểu biết rõ ràng ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên tỷ lệ đòn bẩy thành hoạt động doanh nghiệp Việt Nam Ngoài ra, cịn nhiều khó khăn q trình nghiên cứu, đề tài tồn số hạn chế Điều mở nhiều hướng nghiên cứu để khắc phục hạn chế như: Theo Brailsford cộng (2002), nhà quản trị doanh nghiệp cổ đơng lớn chi phối bên ngồi hai nhóm cổ đơng có ảnh hưởng đến định liên quan đến việc phân bổ tài nguyên công ty Tuy nhiên, tập trung vào tầm quan trọng sở hữu nhà quản trị Từ đó, gợi mở ý tưởng việc xem xét đến tác động sở hữu cổ phần cổ đông lớn nhà quản trị lên định tài doanh nghiệp Hơn nữa, doanh nghiệp Việt Nam đa phần có quy mơ vừa nhỏ, cơng ty quy mơ nhỏ chủ yếu lên từ cơng ty gia đình, nên nghiên cứu thành hoạt động cơng ty điều hành thành viên gia đình người sáng lập so với điều hành cá nhân (tổ chức) không liên quan đến người sáng lập, v.v… Do việc công bố thông tin Việt Nam chưa rõ ràng nên liệu danh mục chuẩn cho ngành khác không đầy đủ, với hạn chế kĩ thuật kinh tế lượng, chúng tơi cố ý phớt lờ việc trình bày cách giải vấn đề nội sinh Vì mong muốn vấn đề kiểm định kĩ PHỤ LỤC Phụ lục 1: Mở rộng phương pháp ước lượng mơ hình hồi quy cho kiểm định tác động sở hữu nhà quản trị lên cấu trúc vốn: Dựa nghiên cứu Brailsford (2002), nhằm xét đến “tính đặc trưng” ngành, đưa biến giả ngành vào để thu tung độ gốc thay đổi ngành, giả định hệ số gốc không đổi ngành Để làm rõ đặc tính khơng quan sát đặc trưng cho công ty, chúng tơi chạy lại mơ hình hồi quy (1) (khơng có biến giả ngành) theo phương pháp “Hiệu ứng tác động cố định” (FEM – Fixed Effect Model) Điều có nghĩa mơ hình FEM tạo biến giả cho công ty LND_E = C(1) + C(2)*MSO + C(3)*MSO2 + C(4)*LNSIZ E_TY_VND + C(5)*VOLTY + C(6)*GROWTH + C(7)*PROF_A + C(8)*FCF_A + C(9)*INTA_A + C(10)*NDTS_A (i) Trong mơ hình tác động cố định (FEM), hệ số C(1) thể đặc tính khơng quan sát được, có khả tương quan với biến giải thích quan sát (biến MSO, biến kiểm sốt mơ hình) Cịn với mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM – Random Effect Model), biến thể đặc tính khơng quan sát có tương quan với biến độc lập, khơng thể xét biến biến độc lập ước lượng mơ hình bị chệch khơng vững Mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) giúp giải vấn đề cách gộp biến thể đặc tính khơng quan sát với số hạng sai số mơ hình thành sai số ngẫu nhiên Từ Bảng I, kết cho thấy hệ số MSO dương (2.388472), có ý nghĩa thống kê cao (Pvalue = 0.0046 < 0.01); hệ số âm (-3.046054) có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0098 < 0.01); phù hợp với kết mơ hình hời quy OLS thông thường với lý thuyết “sự hội tụ lợi ích” “entrenchment” nêu Bảng I: Mơ hình FEM với Cross-sectional Fixed (tác động cố định theo công ty) cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 03/30/13 Time: 21:36 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable C MSO MSO2 LNSIZE_TY_VND VOLTY GROWTH PROF_A FCF_A INTA_A NDTS_A Coefficient Std Error t-Statistic Prob -8.213046 2.388472 -3.046054 1.399059 -0.019129 -0.343146 -0.598662 -2.492828 1.801244 0.664660 0.524868 0.839760 1.177183 0.083011 0.008373 0.059292 0.602984 0.540580 1.023546 1.636271 -15.64782 2.844232 -2.587579 16.85389 -2.284521 -5.787421 -0.992832 -4.611397 1.759807 0.406204 0.0000 0.0046 0.0098 0.0000 0.0226 0.0000 0.3211 0.0000 0.0788 0.6847 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.811137 0.723937 0.738489 477.1958 -1184.761 9.301962 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.040581 1.405529 2.484001 4.114954 3.096410 2.269775 Bảng II: Kết mơ hình (i) chạy OLS thơng thường Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 00:43 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C MSO MSO2 LNSIZE_TY_VND VOLTY GROWTH PROF_A FCF_A INTA_A NDTS_A -0.639837 2.413559 -4.127506 0.228622 -0.020716 -0.202390 -5.421700 -2.343135 -2.020945 1.729316 0.179721 0.586095 1.020217 0.026045 0.008378 0.079890 0.642108 0.735680 0.682575 1.215816 -3.560165 4.118035 -4.045714 8.778088 -2.472706 -2.533358 -8.443591 -3.184993 -2.960768 1.422350 0.0004 0.0000 0.0001 0.0000 0.0135 0.0114 0.0000 0.0015 0.0031 0.1552 0.280631 0.275533 1.196325 1817.615 -2040.667 55.04846 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.040581 1.405529 3.204167 3.244438 3.219288 0.747590 Thực kiểm định F giới hạn để so sánh mơ hình FEM (tác động theo cơng ty) hay OLS tốt Gía trị F tính tốn được: F= ( ) ( ) Trong mơ hình OLS có = 245.7828 = 0.280631, số tham số 10; mơ hình FEM có = 0.811137, bậc tự 875 Gía trị F lớn, rõ ràng có ý nghĩa cao, gợi ý tác động theo cơng ty có ý nghĩa thống kê Điều gợi ý cấu trúc vốn có thay đổi theo cơng ty Bảng III: Mơ hình FEM với Period Fixed (tác động cố định theo năm) cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 00:58 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C MSO MSO2 LNSIZE_TY_VND VOLTY GROWTH PROF_A FCF_A INTA_A NDTS_A -0.404875 1.693514 -3.107053 0.172591 -0.012950 0.202347 -6.340392 -0.614991 -1.816322 1.688700 0.163221 0.532232 0.925950 0.023828 0.007595 0.076514 0.587399 0.685152 0.617322 1.105040 -2.480537 3.181912 -3.355530 7.243338 -1.705009 2.644588 -10.79402 -0.897597 -2.942261 1.528179 0.0132 0.0015 0.0008 0.0000 0.0884 0.0083 0.0000 0.3696 0.0033 0.1267 Effects Specification Period fixed (dummy variables) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.413985 0.407968 1.081465 1480.672 -1909.448 68.79652 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.040581 1.405529 3.005388 3.061767 3.026558 0.563123 Tương tự trên, so sánh mơ hình OLS FEM (tác động cố định theo năm), giá trị F tính: ( F= ( ) = 34.7368 ) Gía trị F lớn, tức có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy tác động theo năm có ý nghĩa, cấu trúc vốn có thay đổi theo năm Bảng IV: Mơ hình REM với Cross-sectional Random (tác động ngẫu nhiên theo công ty) cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn Dependent Variable: LND_E Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 03/30/13 Time: 22:22 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Swamy and Arora estimator of component variances Variable C MSO MSO2 LNSIZE_TY_VND VOLTY GROWTH PROF_A FCF_A INTA_A NDTS_A Coefficient Std Error t-Statistic Prob -1.935709 2.058018 -3.437343 0.422499 -0.016269 -0.334689 -2.442294 -2.581655 -0.666978 -0.487279 0.231303 0.591877 0.945488 0.034691 0.006926 0.056620 0.531045 0.515715 0.718123 1.194988 -8.368705 3.477102 -3.635522 12.17906 -2.348829 -5.911126 -4.599035 -5.005976 -0.928780 -0.407769 0.0000 0.0005 0.0003 0.0000 0.0190 0.0000 0.0000 0.0000 0.3532 0.6835 Effects Specification Rho 0.857213 0.738489 Cross-section random Idiosyncratic random S.D 0.5740 0.4260 Weighted Statistics R-squared Adjusted R-squared S.E of regression F-statistic Prob(F-statistic) 0.219118 0.213584 0.805638 39.59628 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat 0.034378 0.909447 824.2961 1.452527 Unweighted Statistics R-squared Sum squared resid 0.218075 1975.674 Mean dependent var Durbin-Watson stat 0.040581 0.606027 Với tác động ngẫu nhiên, hệ số MSO dương (2.058018), có ý nghĩa thống kê cao (Pvalue = 0.0005 < 0.01); hệ số âm (-3.437343) có ý nghĩa thống kê cao (Pvalue = 0.0003 < 0.01) Kết hỗ trợ cho mô hình hồi quy OLS thơng thường, lý thuyết hội tụ lợi ích “entrenchment” Kiểm định Hausman Đây kiểm định giúp lựa chọn nên sử dụng mơ hình FEM hay REM với giả thiết : biến thể đặc tính khơng quan sát biến giải thích mơ hình khơng tương quan Nếu Prob (Chi-square) < 0.05 bác bỏ lại, chấp nhận sử dụng FEM Ngược sử dụng mơ hình REM Bảng V: Kết kiểm định Hausman cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob Cross-section random 238.848714 0.0000 Từ kiểm định, nhận thấy Prob (Chi-Sq) = 0.0000 < 0.05, bác bỏ Vậy nên sử dụng mơ hình tác động cố định Trong mơ hình FEM, biến MSO có hệ số dương 2.388, có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0046 < 0.01) biến có hệ số âm -3.046, có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0098 < 0.01) (hiệu chỉnh ) = 72.39% (khác cách có ý nghĩa thống kê), số biến kiểm sốt khơng có ý nghĩa thống kê PROF, NDTS Điều tượng đa cộng tuyến, khắc phục cách loại bỏ biến theo thứ tự từ P-value cao Mơ hình FEM có hệ số Durbin-Watson = 2.269 (2 0.1) dương (0.047406), khơng có ý Bảng VII: Kết mơ hình (ii) chạy OLS thơng thường Dependent Variable: Q Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 01:05 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C MSO MSO^2 LNSIZE_TY_VND D_E GROWTH INTA_A PROF_A I_A 0.865246 -1.126400 1.686109 0.018512 -0.032278 0.252562 -0.033303 2.656547 -0.119452 0.103061 0.346587 0.608484 0.015898 0.006274 0.046761 0.405716 0.245267 0.153398 8.395480 -3.249983 2.771001 1.164441 -5.144921 5.401126 -0.082085 10.83123 -0.778710 0.0000 0.0012 0.0057 0.2445 0.0000 0.0000 0.9346 0.0000 0.4363 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.161304 0.156025 0.714227 648.3621 -1380.935 30.55591 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.171240 0.777448 2.171773 2.208017 2.185383 1.077531 Kiểm định F giới hạn để so sánh mơ hình FEM (tác động cố định theo cơng ty) hay mơ hình OLS tốt hơn: F= ( ) ( ) = 96.3569 Gía trị F lớn, bậc tự tử số, 876 bậc tự mẫu số, rõ ràng có ý nghĩa cao, gợi ý tác động theo cơng ty có ý nghĩa thống kê Điều gợi ý hiệu hoạt động có thay đổi theo cơng ty Bảng VIII: Mơ hình FEM với Period Fixed (tác động cố định theo năm) cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động Dependent Variable: Q Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 01:10 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C MSO MSO^2 LNSIZE_TY_VND D_E GROWTH INTA_A PROF_A I_A 0.689643 -0.737284 1.237189 0.041144 -0.004680 -0.017501 0.093074 2.770445 -0.136138 0.091118 0.305500 0.535618 0.014036 0.005970 0.043381 0.356128 0.215439 0.134817 7.568644 -2.413370 2.309832 2.931274 -0.783848 -0.403419 0.261349 12.85951 -1.009800 0.0000 0.0159 0.0211 0.0034 0.4333 0.6867 0.7939 0.0000 0.3128 Effects Specification Period fixed (dummy variables) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.356782 0.350690 0.626466 497.2459 -1211.102 58.56521 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.171240 0.777448 1.912659 1.965010 1.932316 0.834039 Tương tự trên, so sánh mơ hình OLS FEM (tác động cố định theo năm): ( ) F= = 42.7832 ( ) Trong trường hợp này, giá trị F lớn, bậc tự tử số, 1267 bậc tự mẫu số, tức có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy tác động theo năm có ý nghĩa, hiệu hoạt động cơng ty có thay đổi theo năm giai đoạn 2007 – 2011 Với tác động ngẫu nhiên, kết từ Bảng IX cho thấy hệ số MSO âm (-0.920388), có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.0142 < 0.05); hệ số dương (1.354331), có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.0339 < 0.05) Kết phù hợp với kết mơ hình (5) phương pháp ước lượng OLS thông thường Bảng IX: Mơ hình REM với Cross-sectional Random (tác động ngẫu nhiên theo công ty) cho mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động Dependent Variable: Q Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 04/03/13 Time: 17:45 Sample: 2007 2011 Periods included: Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Swamy and Arora estimator of component variances Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C MSO MSO^2 LNSIZE_TY_VND D_E GROWTH INTA_A PROF_A I_A 1.000922 -0.920388 1.354331 -0.004340 -0.030845 0.260391 -0.068352 2.366982 -0.045036 0.122458 0.374973 0.637692 0.019080 0.006134 0.043304 0.444749 0.257093 0.140643 8.173611 -2.454544 2.123801 -0.227447 -5.028213 6.013126 -0.153686 9.206722 -0.320215 0.0000 0.0142 0.0339 0.8201 0.0000 0.0000 0.8779 0.0000 0.7489 Effects Specification Cross-section random Idiosyncratic random S.D 0.334862 0.609865 Rho 0.2316 0.7684 Weighted Statistics R-squared Adjusted R-squared S.E of regression F-statistic Prob(F-statistic) 0.127970 0.122481 0.627982 23.31488 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat 0.805086 0.665731 501.2326 1.382759 Unweighted Statistics R-squared Sum squared resid 0.158369 650.6311 Mean dependent var Durbin-Watson stat 1.171240 1.065248 Kiểm định Hausman cho mơ hình REM: Bảng X: Kết kiểm định Hausman cho mơ hình REM với mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq Statistic Prob 96.222283 Cross-section random Chi-Sq d.f 0.0000 Từ Bảng X rút Prob (Chi-square) = 0.0000 < 0.01 Bác bỏ , hay biến thể đặc trưng khơng quan sát có tương quan với biến độc lập mơ hình Vậy sử dụng mơ hình tác động cố định phù hợp Để kết chắn hơn, dùng thêm phương pháp kiểm định tỷ số Likelihood cho mơ hình FEM (Redundant Fixed Effects – Likelihood Ratio) Bảng XI: Kết kiểm đinh Likelihood cho mơ hình FEM với mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động Redundant Fixed Effects Tests Equation: MO_HINH_FEM Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic Cross-section F Cross-section Chi-square 2.195478 880.793062 d.f Prob (395,876) 395 0.0000 0.0000 Mặc dù kết hồi quy mơ hình FEM cho biến MSO khơng có ý nghĩa, dấu hai biến phù hợp với kết phần nghiên cứu Hơn nữa, với kiểm định Likelihood, từ Bảng XI, Prob (Chi-square) = 0.0000 < 0.01 có nghĩa giả thiết cố định phù hợp bị bác bỏ Do đó, chúng tơi kết luận mơ hình tác động ... U ngược 2.2.2 Ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên thành hoạt động So với mối quan hệ sở hữu nhà quản trị cấu trúc vốn, mối tương quan sở hữu nhà quản trị lên thành hoạt động doanh nghiệp nhận nhiều... ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên cấu trúc vốn giai đoạn 2007 – 2011 Bảng 4.2: Kết hồi quy ảnh hưởng sở hữu nhà quản trị lên cấu trúc vốn giai đọan 2007 – 2009 (mơ hình 4.2A) giai đoạn 2010 –. .. trung gian, sở hữu cổ phần nhà quản trị thơng qua nợ có tác động lên giá trị công ty Và điểm gãy mối quan hệ sở hữu nhà quản trị thành hoạt động doanh nghiệp mức sở hữu nhà quản trị 33.75%, không