Đề tài 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

Dựa trên bộ lý thuyết nền tảng và từ những bằng chứng thực nghiệm trước đây, chúng tôi thực hiện hai kiểm định để tìm ra mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và cấu trúc vốn, cụ thể là tỷ lệ đòn bẩy và mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được đo lường bằng Tobin’s Q trên thị trường Việt Nam. Thông qua bộ mẫu gồm 1280 quan sát của 396 công ty được niêm yết trên hai sàn chứng khoán HNX và HOSE từ năm 2007 đến 2011, chúng tôi tiến hành hồi quy OLS cho hai mô hình tương ứng với hai mối quan hệ trên. Kết quả hồi quy mô hình thứ nhất cho thấy mối quan hệ phi tuyến tính hình “chữ U ngược” giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và tỷ lệ đòn bẩy. Trong đó, tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần đạt cực đại khi nhà quản trị nắm giữ 27.74% cổ phần thường của công ty. Điều này phù hợp với những kết luận của Brailsford và các cộng sự (2002), được giải thích bằng lý thuyết “Sự hội tụ lợi ích” (Jensen và Meckling (1976)) và hiện tượng “Entrenchment” (Fama và Jensen (1883)). Cụ thể, tại mức sở hữu của nhà quản trị thấp, một sự gia tăng trong sở hữu của nhà quản trị sẽ có tác dụng gắn kết lợi ích của họ với các cổ đông. Vì thế hành vi thực hiện “chủ nghĩa cơ hội” của nhà quản trị bị giới hạn, ít có động lực để giảm nợ, dẫn đến kết quả là làm mức nợ tăng lên. Tuy nhiên, khi các nhà quản trị của doanh nghiệp nắm giữ lượng cổ phần đáng kể, ảnh hưởng “entrenchment” được thiết lập. Nhà quản trị có xu hướng theo đuổi lợi ích của riêng bản thân. Ban đầu, nợ là công cụ để nhà quản trị bảo đảm quyền biểu quyết của mình và tránh sự đe dọa nguy cơ thâu tóm từ bên ngoài nên tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần vẫn còn tăng. Đến điểm gãy 27.74%, tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần giảm do nhà quản trị không còn muốn sử dụng nhiều nợ nữa nhằm giữ cho công ty không rơi vào kiệt quệ tài chính.

pdf94 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 02/04/2015 | Lượt xem: 2437 | Lượt tải: 4download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Đề tài 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, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Error t-Statistic Prob. C 0.900143 0.113859 7.905790 0.0000 MSO -1.041735 0.346865 -3.003290 0.0027 MSO^2 1.543160 0.603604 2.556578 0.0107 LNSIZE_TY_VND 0.015314 0.016224 0.943882 0.3454 D_E -0.032129 0.006264 -5.128945 0.0000 GROWTH 0.241646 0.046569 5.188933 0.0000 D1_CN -0.216628 0.099514 -2.176848 0.0297 D2_KK 0.547431 0.112922 4.847863 0.0000 D3_NLN 0.416624 0.152006 2.740832 0.0062 D4_SX -0.018747 0.053228 -0.352210 0.7247 D5_TI -0.196143 0.117114 -1.674807 0.0942 D6_TM 0.046921 0.070022 0.670089 0.5029 D7_VT -0.129063 0.084100 -1.534632 0.1251 INTA_A -0.111849 0.407086 -0.274755 0.7835 PROF_A 2.522356 0.246989 10.21241 0.0000 I_A -0.124151 0.152911 -0.811916 0.4170 R-squared 0.193883 Mean dependent var 1.171240 Adjusted R-squared 0.184317 S.D. dependent var 0.777448 S.E. of regression 0.702153 Akaike info criterion 2.143091 Sum squared resid 623.1764 Schwarz criterion 2.207524 Log likelihood -1355.578 Hannan-Quinn criter. 2.167285 F-statistic 20.26737 Durbin-Watson stat 1.117762 Prob(F-statistic) 0.000000 Biến chính: Từ Bảng 4.12, chúng tôi rút ra được hệ số của MSO âm (-1.0417) và có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.0027 < 0.05), hệ số dương (1.5432) và có ý nghĩa thống kê (P- value = 0.0107 < 0.05). Điểm gãy cũng được tính toán như mô hình (1) và thu được kết quả là 33.75%. Tuy nhiên dấu của hệ số không phù hợp với lý thuyết đã nêu về sự hội tụ lợi ích theo tác giả Jensen và Meckling (1976) và tác động của hiện tượng “entrenchment” theo Fama và Jensen (1983). Tức là, khi sở hữu của nhà quản trị nhỏ hơn mức 33.75%, thành quả hoạt động sẽ giảm khi sở hữu của nhà quản trị tăng. Đến 48 khi nhà quản trị nắm giữ cổ phần vượt lên trên 33.75%, thành quả hoạt động và sở hữu của nhà quản trị có quan hệ đồng biến. Toàn bộ mô hình có (hiệu chỉnh) = 18.43%; Prob (F-statistic) = 0.0000 < 0.01, vậy khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê. Theo mô hình, biến độc lập giải thích được xấp xỉ 18.432%, còn lại 81.568 % là các yếu tố ngẫu nhiên giải thích, nghĩa là mức độ giải thích của MSO lên tỷ lệ nợ khá thấp. Khả năng giải thích mô hình thấp, một số biến không có ý nghĩa thống kê, do đó mô hình có khả năng xảy ra hiện tượng thừa biến hoặc thiếu biến nghiêm trọng. Chúng tôi thực hiện một số kiểm định có liên quan ở phần phân tích độ nhạy. Biến kiểm soát: Hệ số biến SIZE dương (0.0153) và không có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.3454 > 0.1). Dấu của biến phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của hai tác giả Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011). Theo giải thích của tác giả, doanh nghiệp lớn sẽ có thương hiệu mạnh cũng như xây dựng danh tiếng vững, nên được định giá cao, dẫn đến Tobin’s Q cao. Hệ số của biến D/E âm (-0.0321), và có ý nghĩa thống kê đáng kể (P-value = 0.0000). Kết quả này tương tự với Morck và các cộng sự (1988), Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011). Với nhiều doanh nghiệp Việt Nam, vay nợ cho các dự án đầu tư tuy nhiều, nhưng hiệu quả sử dụng nợ không cao, đầu tư không hợp lý và chưa chuyên sâu, thường dẫn đến tình trạng nợ xấu. Hệ số biến GROWTH và PROF đều dương (lần lượt là 0.2416 và 2.5224) và có ý nghĩa thống kê (P-value=0.0000), điều này phù hợp với lý thuyết đã nêu ở những phần trước. Hệ số biến INTA âm (-0.1118), hệ số biến I/A dương (-0.1242), và đều không có ý nghĩa thống kê (P-value > 0.1). Các biến giả ngành kiểm định tính đặc trưng trong hiệu quả hoạt động của mỗi ngành. Tuy nhiên chỉ có một số biến giả có ý nghĩa thống kê gồm D1_CN, D2_KK, D3_NLN và D5_TI. Ngoài ra, khi so với ngành Xây dựng và bất động sản, các ngành này đều có 49 hệ số dương với thành quả hoạt động. Kết quả này không khó để lý giải. Trong khi các ngành như Khai khoáng và Nông lâm nghiệp vẫn luôn là thế mạnh của Việt Nam thì sản phẩm của ngành Tiện ích công cộng là những thứ không thể thiếu để duy trì cuộc sống và sinh hoạt bình thường của người dân, do đó, thành quả hoạt động của những ngành này khá ổn định. Còn ngành Công nghệ, truyền thông phát triển mạnh trong thời kỳ đất nước đang hội nhập cùng với thế giới cả về khoa học kỹ thuật cũng như văn hóa là điều tất nhiên. Kết luận về ảnh hưởng của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động: Như đã phân tích ở trên, kết quả về mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động trong mô hình (5) không hỗ trợ các bằng chứng thực nghiệm trước đây, vì thế chúng tôi không sử dụng lý thuyết sự hội tụ lợi ích và hiện tượng “entrenchment” để giải thích cho thực tiễn ở Việt Nam. Thay vào đó, chúng tôi nhận thấy rằng mức độ nắm giữ cổ phần của nhà quản trị không có ảnh hưởng đáng kể đến thành quả hoạt động của công ty. Điều này phản ánh mối quan hệ nhân quả phức tạp và các biến kiểm soát có lẽ giữ vai trò như là các trung gian hỗ trợ cho sở hữu của nhà quản trị ảnh hưởng lên thành quả hoạt động. Ở đây, cấu trúc vốn D/E có tác động ngược chiều lên thành quả hoạt động, điều này là một bằng chứng cho vai trò trung gian của nó. Sở hữu của nhà quản trị có ảnh hưởng đáng kể hình “chữ U ngược” lên tỷ lệ đòn bẩy, mà tỷ lệ đòn bẩy lại có quan hệ nghịch biến với thành quả hoạt động, kết quả là sở hữu của nhà quản trị tác động lên thành quả hoạt động của công ty theo mối quan hệ hình “chữ U”. Tuy nhiên, điểm gãy của hai mối quan hệ không được trùng khớp với nhau, trong đó ảnh hưởng của việc nhà quản trị nắm giữ cổ phần lên thành quả hoạt động là ở mức 33.75% cao hơn ảnh hưởng lên tỷ lệ đòn bẩy là 27.74%, có thể là do việc giảm tỷ lệ đòn bẩy tác động có độ trễ hơn lên thành quả hoạt động. 50 Hình 4.2: Mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị, tỷ lệ đòn bẩy và thành quả hoạt động của các doanh nghiệp Việt Nam thời kỳ 2007 – 2011 (Hình ảnh mang tính chất khái quát) 4.2.2. Phân tích độ nhạy Kiểm định tính vững của những kết quả hồi quy bằng cách phân tích những giai đoạn con: Chúng tôi tiến hành chạy hồi quy mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động cho hai bộ mẫu nhỏ hơn từ 2007 đến 2009 và từ 2010 đến 2011 trong Bảng 4.13. 51 Bảng 4.13: Kết quả hồi quy ảnh hưởng của sở hữu của nhà quản trị lên thành quả hoạt động trong giai đọan 2007 – 2009 (mô hình 4.13A) và giai đoạn 2010 – 2011 (mô hình 4.13B) Biến Mô hình 4.13A Mô hình 4.13B MSO -1.0621 (-1.6204) -0.6163 (-1.9283)* 1.4352 (1.3067) 0.9198 (1.6158) SIZE 0.0225 (0.7206) 0.0490 (3.3197)*** D/E -0.1236 (-4.6527)*** -0.0194 (-4.0448)*** GROWTH 0.2804 (3.9697)*** 0.0508 (0.8973) D1_CN -0.2924 (-1.4636) -0.1397 (-1.6001) D2_KK 0.9144 (3.7857)*** 0.4106 (4.2824)*** D3_NLN 0.5747 (2.2088)** 0.1898 (1.2441) D4_SX -0.1012 (-0.9663) -0.0177 (-0.3733) D5_TI -0.2973 (-1.2569) -0.1806 (-1.7666)* D6_TM 0.0017 (0.0125) 0.0705 (1.1328) D7_VT -0.3221 (-1.9331)* -0.0665 (-0.8841) INTA -0.8351 (-1.0927) 0.0284 (0.0753) PROF 3.6735 (8.2298)*** 1.2858 (5.2634)*** I/A 0.2453 (0.8446) -0.2344 (-1.6416) 0.2807 0.1411 hiệu chỉnh 0.2596 0.1236 Số quan sát 527 753 (*), (**), (***): lần lượt là ý nghĩa ở mức 10%, 5%, 1% Giá trị trong ngoặc () là trị thống kê t (t-statistic) 52 Biến MSO và trong cả hai giai đoạn (2007 – 2009 và 2010 – 2011) đều có dấu tương tự như kết quả hồi quy với bộ mẫu đầy đủ (2007 – 2011), tuy nhiên chúng không có ý nghĩa thống kê. Một số biến kiểm soát như INTA, I/A, SIZE cũng không có ý nghĩa thống kê trong giai đoạn 2007 – 2009, biến GROWTH trong cả hai giai đoạn con. Riêng biến D/E, hệ số mang dấu âm (cả hai giai đoạn con) và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (P-value = 0.0000 và 0.0001) tương tự kết quả mẫu 2007 – 2011. Kết quả hồi quy hai giai đoạn con cho thấy rằng hầu hết các biến kiểm soát không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động (không có ý nghĩa về mặt thống kê). Theo giải thích trong nghiên cứu của hai tác giả Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011), điều này có lẽ vì thành quả hoạt động Q phụ thuộc vào thị trường quá nhiều mà ít phụ thuộc vào sức khỏe nội tại của doanh nghiệp, đặc biệt là trong giai đoạn đầy biến động 2007 – 2011. Tuy nhiên, ở cả hai giai đoạn con, biến D/E, đặc trưng cho tỷ lệ nợ của công ty đều có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động (có ý nghĩa thống kê cao), điều đó càng làm mạnh thêm sự tin tưởng vào giải thích của chúng tôi về kết quả ảnh hưởng phi tuyến tính hình “chữ U” của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động khi hồi quy mô hình (5) ở trên. Kiểm định thừa biến: Vì lý do có một số biến không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, vì vậy mô hình có dấu hiệu thừa biến không cần thiết. Chúng tôi tiến hành loại từng biến không có ý nghĩa thống kê theo thứ tự biến nào có giá trị P-value lớn sẽ loại trước theo thứ tự loại biến INTA, D4_SX, I/A, SIZE và D6_TM. Kết quả được tổng hợp ở Bảng 4.14. Cuối cùng, chúng tôi thu được kết quả ở Mô hình 4.14E với mức ý nghĩa 10%. 53 Bảng 4.14: Kết quả hồi quy ảnh hưởng của sở hữu quản trị lên thành quả hoạt động loại dần các biến theo thứ tự INTA (mô hình 4.14A), D4_SX (mô hình 4.14B), I/A (mô hình 4.14C), SIZE (mô hình 4.14D) và D6_TM (mô hình 4.14E) Biến Mô hình 4.14A Mô hình 4.14B Mô hình 4.14C Mô hình 4.14D Mô hình 4.14E MSO -1.0429 (-3.0078)*** -1.0450 (-3.0156)*** -1.0519 (-3.0366)*** -1.0578 (-3.0543)*** -1.0748 (-3.1079)*** MSO^2 1.5361 (2.5481)** 1.5402 (2.5563)** 1.5543 (2.5809)*** 1.5806 (2.6276)*** 1.5978 (2.6576)*** LOGSIZE_TY_VND 0.0157 (0.9699) 0.0159 (0.9844) 0.0152 (0.9437) D_E -0.0320 (-5.1256)*** -0.0317 (-5.1307)*** -0.0316 (-5.1195)*** -0.0303 (-5.0347)*** -0.0305 (-5.0618)*** GROWTH 0.2423 (5.2137)*** 0.2444 (5.3028)*** 0.2409 (5.2480)*** 0.2479 (5.4748)*** 0.2476 (5.4673)*** D1_CN -0.2172 (-2.1843)** -0.2042 (-2.2148)** -0.2028 (-2.1999)** -0.2224 (-2.4767)** -0.2320 (-2.6022)*** D2_KK 0.5485 (4.8624)*** 0.5617 (5.2815)*** 0.5552 (5.2343)*** 0.5492 (5.1873)*** 0.5395 (5.1218)*** D3_NLN 0.4156 (2.7361)*** 0.4298 (2.9355)*** 0.4353 (2.9766)*** 0.4443 (3.0444)*** 0.4342 (2.9839)*** D4_SX -0.0187 (-0.3506) D5_TI -.01946 (-1.6641)* -0.1818 (-1.6370) -0.1849 (-1.6662)* -0.1746 (-1.5813) -0.1850 (-1.6844)* D6_TM 0.0442 (0.6377) 0.0563 (0.9379) 0.0595 (0.9933) 0.0546 (0.9151) D7_VT -0.1278 (-1.5224) -0.1150 (-1.5222) -0.1188 (-1.5765) -0.1186 (-1.5732) -0.1283 (-1.7191)* INTA_A PROF_A 2.5221 (10.2152)*** 2.5103 (10.2671)*** 2.4952 (10.2332)*** 2.4860 (10.2040)*** 2.4814 (10.1881)*** I_A -0.1246 (-0.8154) -0.1299 (-0.8547) 0.1938 0.1938 0.1933 0.1927 0.1922 điều chỉnh 0.1849 0.1855 0.1857 0.1857 0.1858 Số quan sát 1280 1280 1280 1280 1280 (*), (**), (***): lần lượt là ý nghĩa ở mức 10%, 5%, 1% Giá trị trong ngoặc () là trị thống kê t (t-statistic) 54 Kiểm định WALD: Bảng 4.15: Kiểm định Wald cho mô hình (5) Wald Test: Equation: HOIQUY_FULL Test Statistic Value df Probability F-statistic 0.530555 (5, 1264) 0.7533 Chi-square 2.652774 5 0.7533 Chúng tôi thực hiện kiểm định Wald để xem xét liệu có thể loại đồng thời các biến INTA, I/A, SIZE, D4_SX, D6_TM hay không. Giả thiết : c(4) = c(10) = c(12) = c(14) = c(16) = 0 (có thể loại đồng thời cả 5 biến). Từ Bảng 4.15, ta có Prob (Chi- square) = 0.7533 > 0.1, chấp nhận . Vậy có thể loại đồng thời các biến INTA, I/A, SIZE, D4_SX, D6_TM ra khỏi mô hình (5). Mô hình (5) trở thành: Q = 0.9827 – 1.0748*MSO + 1.5978*MSO^2 – 0.0305*D_E + 0.2476*GROWTH – 0.2320*D1_CN + 0.5395*D2_KK + 0.4342*D3_NLN – 0.1850*D5_TI – 0.1283*D7_VT + 2.4814*PROF_A (6) Kiểm định tự tương quan: Từ kết quả hồi quy Mô hình E, chúng tôi có hệ số Durbin-Watson d = 1.112 , thỏa mãn 1<d<3. Vậy, mô hình (6) không có hiện tượng tự tương quan. Kiểm định tính vững của kết quả hồi quy bằng cách thay thế biến: Chúng tôi tiến hành chạy lại mô hình hồi quy với biến ROA (tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản) để đo lường hiệu quả hoạt động của công ty. Nghiên cứu của Kumar (2004) sử dụng các thước đo kế toán của hiệu quả hoạt động chẳng hạn như ROA và ROE (tỷ suất sinh lợi trên vốn cổ phần). Lee và Ryu (2003) sử dụng tỷ số P/E (giá thị trường trên thu nhập mỗi cổ phần) để đo lường giá trị công ty. Hai tác giả Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011) có kiểm định sự ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu của nhà quản trị lên hiệu quả hoạt động, được đo lường bằng tỷ số ROE. 55 Vì thế, chúng tôi cũng sử dụng ROA thay cho Tobin’s Q để kiểm định độ vững chắc của mô hình đã được sử dụng. Kết quả thể hiện trong Bảng 4.16, hệ số biến chính (MSO và ) có dấu không đổi và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Bảng 4.16: Kết quả hồi quy ảnh hưởng của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động sử dụng ROA Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Date: 03/22/13 Time: 22:51 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.028010 0.002875 9.740952 0.0000 MSO -0.064623 0.020930 -3.087563 0.0021 MSO^2 0.074596 0.036387 2.050043 0.0406 D_E -0.002969 0.000365 -8.145756 0.0000 GROWTH 0.000301 0.002741 0.109928 0.9125 D1_CN -0.000615 0.005396 -0.113882 0.9093 D2_KK 0.012707 0.006375 1.993168 0.0465 D3_NLN 0.071549 0.008806 8.124743 0.0000 D5_TI -0.003092 0.006648 -0.465158 0.6419 D7_VT 0.014678 0.004517 3.249663 0.0012 PROF_A 0.584611 0.014741 39.65882 0.0000 R-squared 0.649275 Mean dependent var 0.081533 Adjusted R-squared 0.646511 S.D. dependent var 0.071411 S.E. of regression 0.042457 Akaike info criterion -3.472072 Sum squared resid 2.287544 Schwarz criterion -3.427775 Log likelihood 2233.126 Hannan-Quinn criter. -3.455439 F-statistic 234.9214 Durbin-Watson stat 1.184892 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi: Chúng tôi kiểm định dựa trên biến phụ thuộc. Thực hiện hồi quy Resid012 (phần dư) và (Q_uocluong) 2 (giá trị ước lượng của biến phụ thuộc) trong Bảng 4.17. Kết quả cho 56 thấy Prob (F-statistic) = 0.0000, vậy phương sai có sai số thay đổi. Cũng giống phần trước khi hồi quy mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và tỷ lệ đòn bẩy, chúng tôi thực hiện thêm kiểm định phần dư có phân phối chuẩn hay không và tính dừng của phần dư. Bảng 4.17: Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình (6) Dependent Variable: RESID01^2 Method: Panel Least Squares Date: 03/21/13 Time: 02:58 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.375167 0.210939 -6.519250 0.0000 Q_UOCLUONG^2 1.252149 0.120834 10.36256 0.0000 R-squared 0.077511 Mean dependent var 0.487878 Adjusted R-squared 0.076789 S.D. dependent var 4.108109 S.E. of regression 3.947229 Akaike info criterion 5.585466 Sum squared resid 19912.03 Schwarz criterion 5.593520 Log likelihood -3572.698 Hannan-Quinn criter. 5.588490 F-statistic 107.3826 Durbin-Watson stat 1.374194 Prob(F-statistic) 0.000000 57 Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn: Hình 4.3: Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư cho mô hình (6) Từ Hình 4.3, chúng tôi thấy giá trị Prob của thống kê Jarque-Bera là 0.00 < 0.01, giá trị Skewness là 6.118011 (không gần giá trị 0) và giá trị Kurtosis là 71.84698 (không gần giá trị 3), nên không thừa nhận phần dư có phân phối chuẩn. Cách khắc phục là biến đổi logarit của hàm hồi quy, tức hồi quy Log(Q) theo các biến trong mô hình (6). Sau đó kiểm tra lại phân phối chuẩn của phần dư. Kết quả thể hiện ở Hình 4.3. Tuy nhiên, Prob = 0.0000 < 0.01, phần dư không có phân phối chuẩn. Hiện tượng này vẫn chưa được khắc phục. Hình 4.4: Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư cho mô hình (6) dạng Log(Q) 58 Kiểm định phần dư là chuỗi dừng: Bảng 4.18: Kết quả kiểm định phần dư là chuỗi dừng cho mô hình (6) Panel unit root test: Summary Series: RESID01 Date: 03/21/13 Time: 02:51 Sample: 2007 2011 Exogenous variables: Individual effects User specified lags at: 0 Newey-West bandwidth selection using Bartlett kernel Cross- Method Statistic Prob.** sections Obs Null: Unit root (assumes common unit root process) Levin, Lin & Chu t* -52.0983 0.0000 173 610 Null: Unit root (assumes individual unit root process) Im, Pesaran and Shin W- stat -96.3819 0.0000 91 364 ADF - Fisher Chi-square 1102.11 0.0000 173 610 PP - Fisher Chi-square 1200.76 0.0000 173 610 Từ Bảng 4.18, Prob = 0.0000 nên bác bỏ . Tuy hiện tượng phương sai sai số thay đổi chưa được khắc phục, nhưng phần dư là chuỗi dừng, kết quả hồi quy là đúng và thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình. 59 5. Kết luận Dựa trên bộ lý thuyết nền tảng và từ những bằng chứng thực nghiệm trước đây, chúng tôi thực hiện hai kiểm định để tìm ra mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và cấu trúc vốn, cụ thể là tỷ lệ đòn bẩy và mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được đo lường bằng Tobin’s Q trên thị trường Việt Nam. Thông qua bộ mẫu gồm 1280 quan sát của 396 công ty được niêm yết trên hai sàn chứng khoán HNX và HOSE từ năm 2007 đến 2011, chúng tôi tiến hành hồi quy OLS cho hai mô hình tương ứng với hai mối quan hệ trên. Kết quả hồi quy mô hình thứ nhất cho thấy mối quan hệ phi tuyến tính hình “chữ U ngược” giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và tỷ lệ đòn bẩy. Trong đó, tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần đạt cực đại khi nhà quản trị nắm giữ 27.74% cổ phần thường của công ty. Điều này phù hợp với những kết luận của Brailsford và các cộng sự (2002), được giải thích bằng lý thuyết “Sự hội tụ lợi ích” (Jensen và Meckling (1976)) và hiện tượng “Entrenchment” (Fama và Jensen (1883)). Cụ thể, tại mức sở hữu của nhà quản trị thấp, một sự gia tăng trong sở hữu của nhà quản trị sẽ có tác dụng gắn kết lợi ích của họ với các cổ đông. Vì thế hành vi thực hiện “chủ nghĩa cơ hội” của nhà quản trị bị giới hạn, ít có động lực để giảm nợ, dẫn đến kết quả là làm mức nợ tăng lên. Tuy nhiên, khi các nhà quản trị của doanh nghiệp nắm giữ lượng cổ phần đáng kể, ảnh hưởng “entrenchment” được thiết lập. Nhà quản trị có xu hướng theo đuổi lợi ích của riêng bản thân. Ban đầu, nợ là công cụ để nhà quản trị bảo đảm quyền biểu quyết của mình và tránh sự đe dọa nguy cơ thâu tóm từ bên ngoài nên tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần vẫn còn tăng. Đến điểm gãy 27.74%, tỷ lệ nợ trên vốn cổ phần giảm do nhà quản trị không còn muốn sử dụng nhiều nợ nữa nhằm giữ cho công ty không rơi vào kiệt quệ tài chính. Xét về ảnh hưởng của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động, chúng tôi tìm thấy mối quan hệ phi tuyến tính hình “chữ U”. Điều này ngược lại với Morck và các cộng sự (1988), McConnell và Servaes (1990), v.v… Vì thế chúng tôi không thể sử dụng lý thuyết sự hội tụ lợi ích và hiện tượng “entrenchment” để giải thích cho kết quả 60 này. Tuy nhiên, chúng tôi phát hiện rằng mức độ giải thích của biến sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động của công ty khá thấp, khả năng giải thích mô hình không cao. Do đó, vấn đề hình dạng tương quan không phù hợp có thể là sự phản ánh vai trò trung gian hỗ trợ của các biến kiểm soát khác cho biến sở hữu của nhà quản trị. Đặc biệt hơn nữa, chúng tôi tìm thấy tỷ lệ đòn bẩy nghịch biến với thành quả hoạt động và có ý nghĩa thống kê đáng kể ở Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2011. Vì vậy, trong trường hợp này chúng tôi lập luận rằng nợ có vai trò trung gian, sở hữu cổ phần của nhà quản trị thông qua nợ sẽ có tác động lên giá trị công ty. Để tăng độ tin cậy cho các kết quả, chúng tôi thực hiện một số kiểm định như hồi quy lại cho hai bộ mẫu con giai đoạn 2007 – 2009 và 2010 – 2011, phân tích sự tương quan giữa các biến giải thích, kiểm định Wald, kiểm định bỏ sót biến, kiểm định thừa biến, kiểm định hiện tượng tự tương quan, kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi, kiểm định phần dư có phân phối chuẩn và kiểm định phần dư là chuỗi dừng. Qua đó, chúng tôi đã khắc phục được một số nhược điểm của hai mô hình và chứng minh được kết quả hồi quy là đúng và thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Ngoài ra, khi kiểm định mối quan hệ giữa sở hữu cổ phần của nhà quản trị và thành quả hoạt động, chúng tôi còn tiến hành hồi quy lại mô hình với biến ROA (tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản) thay cho Tobin’s Q. Các kết quả vẫn không thay đổi và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Như vậy, các kết quả của bài nghiên cứu đã đóng góp thêm bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị, cấu trúc vốn và thành quả hoạt động. Xét về vấn đề cấu trúc vốn, ảnh hưởng từ việc nắm giữ cổ phần của nhà quản trị nên được xem xét như là một yếu tố giúp lý giải các quyết định tài chính của công ty. Xét về thành quả hoạt động, phát hiện của chúng tôi không hỗ trợ cho nghiên cứu của Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011). Hai tác giả này đã tiến hành kiểm định với 126 công ty niêm yết trên sàn HOSE và thu được kết quả là tại Việt nam từ năm 2007 đến 2009, mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động là phi tuyến tính hình “chữ U ngược” với điểm gãy là tại mức sở hữu của nhà quản trị đạt 59.1%. 61 Sự mâu thuẫn của hai bài nghiên cứu có thể là do sự khác biệt về cỡ mẫu, cách tính toán, v.v… hoặc như chúng tôi đã giải thích ở trên là do xuất hiện vai trò trung gian của nợ. Tuy nhiên, điều này cho thấy rằng nghiên cứu của chúng tôi có thể là một xu hướng khác xảy ra tại thị trường Việt Nam. Vì thế, cần có thêm những kiểm định sâu hơn với cỡ mẫu lớn hơn nữa trong tương lai để có thể nắm bắt một cách rõ nét hơn các ảnh hưởng của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động. Đặc biệt, nếu mối quan hệ trung gian giữa sở hữu của nhà quản trị, đòn bẩy và thành quả hoạt động của công ty thực sự tồn tại, sẽ xảy ra trường hợp sở hữu ban quản lý tăng lên có tác dụng làm tăng nợ nhưng lại làm giảm hiệu quả hoạt động. Khi đó, cần phải tìm một ngưỡng sở hữu ban quản trị tối ưu mà tại đó, doanh nghiệp có thể đạt được mục tiêu tối đa hóa giá trị. Dù đã đạt được nhiều kết quả có ý nghĩa, bài nghiên cứu của chúng tôi vẫn còn tồn tại một số hạn chế:  Thứ nhất, mới chỉ tập trung nghiên cứu về các tác động của sở hữu bởi nhà quản trị mà bỏ qua vai trò của cổ đông chi phối bên ngoài, một trong hai nhóm cổ đông có thể ảnh hưởng lên các quyết định tài chính (Brailsford và các cộng sự (2002)).  Thứ hai, việc thu thập mẫu gặp nhiều khó khăn do thông tin công bố không đầy đủ.  Thứ ba, mối quan hệ nội sinh giữa sở hữu của nhà quản trị, tỷ lệ đòn bẩy và thành quả hoạt động của công ty chưa được kiểm định sâu.  Thứ tư, hiện tượng phương sai sai số thay đổi, và phần dư có phân phối chuẩn chưa được khắc phục. Tóm lại, những gợi ý nêu trên và việc khắc phục những hạn chế của bài nghiên cứu này đều có thể là những hướng nghiên cứu tiềm năng trong tương lai, góp phần hoàn thiện bộ lý thuyết về mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu, cấu trúc vốn và thành quả hoạt động trên thế giới nói chung cũng như ở thị trường Việt Nam nói riêng. 1 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Anh 1. Agrawal, A. and G. Mandelker (1987), Managerial incentives and corporate investment and financing decisions, Journal of Finance 42, 823 – 837. 2. Agrawal, A. and G. Mandelker (1990), Large shareholders and the monitoring of managers: The case of antitakeover charter amendments, Journal of Financial and Quantitative Analysis 25, 143 – 161. 3. Amihud, Y. and B. Lev (1981), Risk reduction as a managerial motive for conglomerate mergers, Bell Journal of Economics 12, 605 – 617. 4. Balakrishnan, S. and I. Fox (1993), Asset specificity, firm heterogeneity and capital structure, Strategic Management Journal 14, 3 – 16. 5. Barton, S. and P. Gordon (1988), Corporate strategy and capital structure, Strategic Management Journal 9, 623 – 632. 6. Berger, P., E. Ofek and D. Yermack (1997), Managerial entrenchment and capital structure decisions, Journal of Finance 52, 1411 – 1437. 7. Berle, A. A. Jr. and G.C. Means (1932), The modern corporation and private property, MacMillan, New York. 8. Bowman, R. (1980), The importance of a market-value measurement of debt in assessing leverage, Journal of Accounting Research 18, 242 – 254. 9. Bradley, M., G. Jarrell and E. Kim (1984), On the existence of an optimal capital structure: Theory and evidence, Journal of Finance 39, 857 – 880. 10. Brailsford, T.J., Oliver, B.R. and Pua, S.H.L. (2002), On the Relation between Ownership Structure and Capital Structure, Accounting and Finance 42, 1 – 26. 11. Crutchley, C. and R. Hansen (1989), A test of the agency theory of managerial ownership, corporate leverage, and corporate dividends, Financial Management 18, 36 – 46. 12. DeAngelo, H. and R. Masulis (1980), Optimal capital structure under corporate and personal taxation, Journal of Financial Economics 8, 3 – 29. 2 13. Demsetz, H. (1983), The structure of ownership and the theory of the firm, Journal of Law and Economics 26, 375 – 390. 14. Demselz, H. and K. Lehn (1985), The structure of corporate ownership: Causes and consequences, Journal of Political Economy 93, 1155 – 1177. 15. Din, S. and Javid, A. (2011), Impact of Managerial Ownership on Financial Policies and the Firm’s Performance: Evidence Pakistani Manufacturing Firms, International Research Journal of Finance and Economics 81, 13 – 29. 16. Dolmat–Connell, J. (2002), Carrots and Sticks, Forbes, p.42. 17. Driffield, V. Mahambare and S. Pal (2006), How Does Ownership Structure Affect Capital Structure and Firm Performance? Recent Evidence from East Asia. 18. Elliot, B., Elliot, J. (2002), Financial Accounting and Reporting, London:Prentice Hall/Financial Times 12. 19. Fama, E.F. (1980), Agency problems and the theory of the firm, Journal of Political Economy 88, 288 – 307. 20. Fama, E.F. and M.C. Jensen (1983), Separation of ownership and control, Journal of Law and Economics 26, 301 – 325. 21. Ferri, M. and W. Jones (1979), Determinants of financial structure: A new methodologicalapproach, Journal of Finance 34, 631 – 644. 22. Friend, I. and L. Lang (1988), An empirical test of the impact of managerial self–interest on corporate capital structure, Journal of Finance 43, 271 – 281. 23. Grossman, S. and O. Hart (1980), Takeover bids, the free–rider problem and the theory of the corporation, Bell Journal of Economics 11, 42 – 64. 24. Han, K. C and Suk, D. Y. (1998), The effect of ownership structure on firm performance: Additional evidence, Review of Financial Economics 7, 143 – 155. 25. Harris, M. and A. Raviv (1988), Corporate control contests and capital structure, Journal of Financial Economics 20, 55 – 86. 3 26. Hart, O.D. (1983), The market mechanism as an incentive scheme, Bell Journal of Economics 14, 366 – 382. 27. Himmelberg, C., R. Hubbard and D. Palia (1999), Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance, Journal of Financial Economics 53, 353 – 384. 28. Jensen, M.C. (1986), Agency cost of free cash flow, corporate finance and takeovers, American Economic Review Papers and Proceedings 76, 323 – 329. 29. Jensen, M.C and R. Ruback (1983), The market for corporate control: The scientific evidence, Journal of Financial Economics 11, 5 – 50. 30. Jensen, M.C. and W.H. Meckling (1976), Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure, Journal of Financial Economics 3, 305 – 360. 31. Jensen, G., D. Solberg and T. Zorn (1992), Simultaneous determination of insider ownership, debt and dividend policies, Journal of Financial and Quantitative Analysis 27, 247 – 263. 32. Keasey, K., H. Short and R. Watson (1994), Directors’ ownership and the performance of small and medium sized firms in the UK, Small Business Economics 6, 225 – 236. 33. Kole, S. (1995), Measuring managerial equity ownership: A comparison of sources of ownership data, Journal of Corporate Finance 1, 413 – 435. 34. Kumar (2004), Does Ownership Structure influence Firm Value? Evidence from India, Indira Gandhi Institute of Development Research. 35. Lundstrum, L.L (2008), Entrenched management, capital structure changes and firm value, Journal of Economics and Finance 33, 161 – 175. 36. Lee and Ryu (2003), Management ownership and Firm’s value: An Emperical analysis using panel data, Discussion Paper 593. 37. Lindenbers, E. and S. Ross (1981), Tobin's Q ratio and industrial organization, Journal of Business 54, 1 – 32. 4 38. MacKie–Mason, J. (1990), Do taxes affect corporate financing decisions?, Journal of Finance 45, 1471–1493. 39. McConnell, J.J. and Servaes, H. (1990), Additional evidence on equity ownership and corporate value, Journal of Financial Economics 27, 595 – 612. 40. McConnell, J.J., and Servaes, H. (1995), Equity ownership and the two faces of debt, Journal of Financial Economics 39, 131 – 157. 41. Mehran, H. (1992), Executive incentive plans, corporate control, and capital structure, Journal of Financial and Quantitative Analysis 27, 539 – 560. 42. Morck, R., Shleifer, A. and Vishny, R.W. (1988), Management ownership and market valuation: an empirical analysis, Journal of Financial Economics 20, 293 – 315. 43. Myers, S. (1977), Determinants of corporate borrowing, Journal of Financial Economics 5, 147 – 175. 44. Myers, S. and N. Majluf (1984), Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have, Journal of Financial Economics 13, 187 – 221. 45. Ruan, W., Tian, G. and Ma, S. (2011), Managerial Ownership, Capital Structure and Firm Value: Evidence from China’ s Civilian–run Firms, Australasian Accounting Business and Finance 5, 73 – 92. 46. Scott, D. and J. Martin (1975), Industry influence on financial structure, Financial Management 4, 67 – 73. 47. Shleifer, A. and R. Vishny (1986), Large shareholders and corporate control, Journal of Political Economy 94, 461 – 488. 48. Simerly, R. and Li, M. (2002), Environmental dynamism, capital structure and performance: a theoretical integration and an empirical test, Strategic Management Journal 21, 31 – 49. 5 49. Steiner, T. L. (1996), A Reexamination of the Relationships Between Ownership Structure, Firm Diversification, and Tobin's Q, Quarterly Journal of Business and Economics 35, 39 – 48. 50. Stulz, R.M. (1988), Managerial control of voting rights: Financing policies and the market for corporate control, Journal of Financial Economics 20, 25 – 54. 51. Titman, S. and R. Wessels (1988), The determinants of capital structure choice, Journal of Finance 43, 1 – 19. 52. Wald, J. (1995), How firm characteristics affect capital structure: An international comparison, Working paper, Department of Economics, UC Berkeley, Berkeley, CA. 53. Zhou, X. (2001), Understanding the determinants of managerial ownership and the link betweenownership and performance: comment, The Journal of Financial Economics 62, 559 – 571. 54. Zwiebel, J. (1996), Dynamic capital structure under managerial entrenchment, American Economic Review 86, 1197 – 1215. Tiếng Việt 1. PGS.TS Trần Ngọc Thơ (2007), Tài chính doanh nghiệp hiện đại. 2. Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011), Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu quản trị đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên sàn HOSE, Tạp chí phát triển KH&CN 14, 116 – 124. Các website tham khảo 1. Bách khoa toàn thư mở Wikipedia. vi.wikipedia.org 2. Cổng thông tin tài chính – chứng khoán Việt Nam. cafef.vn 3. Tin nhanh và dữ liệu Chứng khoán Tài chính Việt Nam, Lào và Campuchia. vietstock.vn 6 4. Chứng khoán , Cổ phiếu, Tin chứng khoán, Thị trường chứng khoán, Chứng khoán Việt Nam. cophieu68.com 5. Đức Minh (19/08/2012), Nguyên nhân khiến tiến độ cổ phần hóa chậm. hoa-qua-cham/ 6. Hồng Phúc (16/08/2012), Báo động nợ của doanh nghiệp. cua-doanh-nghiep.html 7 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Mở rộng phương pháp ước lượng mô hình hồi quy cho kiểm định tác động của sở hữu bởi nhà quản trị lên cấu trúc vốn: Dựa trên nghiên cứu của Brailsford (2002), nhằm xét đến “tính đặc trưng” của mỗi ngành, chúng tôi đưa biến giả ngành vào để thu được tung độ gốc thay đổi đối với mỗi ngành, nhưng vẫn giả định là hệ số gốc không đổi giữa các ngành. Để làm rõ hơn những đặc tính không quan sát được đặc trưng cho mỗi công ty, chúng tôi chạy lại mô hình hồi quy (1) (không có biến giả ngành) theo phương pháp “Hiệu ứng tác động cố định” (FEM – Fixed Effect Model). Điều này có nghĩa rằng mô hình FEM sẽ tạo ra biến giả cho mỗi 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 mô hình tác động cố định (FEM), hệ số C(1) thể hiện các đặc tính không quan sát được, nó có khả năng tương quan với các biến giải thích quan sát được (biến MSO, và các biến kiểm soát trong mô hình). Còn với mô hình tác động ngẫu nhiên (REM – Random Effect Model), nếu biến thể hiện đặc tính không quan sát được có tương quan với các biến độc lập, thì sẽ không thể xét biến này như biến độc lập vì ước lượng mô hình bị chệch và không vững. Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) giúp giải quyết vấn đề này bằng cách gộp biến thể hiện đặc tính không quan sát được với số hạng sai số của mô hình thành một sai số ngẫu nhiên. Từ Bảng I, kết quả cho thấy hệ số MSO dương (2.388472), có ý nghĩa thống kê cao (P- value = 0.0046 < 0.01); hệ số âm (-3.046054) và cũng có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0098 < 0.01); phù hợp với kết quả mô hình hời quy OLS thông thường và với lý thuyết “sự hội tụ lợi ích” và “entrenchment” đã nêu. 8 Bảng I: Mô hình FEM với Cross-sectional Fixed (tác động cố định theo từng công ty) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và cấu trúc vốn Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 03/30/13 Time: 21:36 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -8.213046 0.524868 -15.64782 0.0000 MSO 2.388472 0.839760 2.844232 0.0046 MSO2 -3.046054 1.177183 -2.587579 0.0098 LNSIZE_TY_VND 1.399059 0.083011 16.85389 0.0000 VOLTY -0.019129 0.008373 -2.284521 0.0226 GROWTH -0.343146 0.059292 -5.787421 0.0000 PROF_A -0.598662 0.602984 -0.992832 0.3211 FCF_A -2.492828 0.540580 -4.611397 0.0000 INTA_A 1.801244 1.023546 1.759807 0.0788 NDTS_A 0.664660 1.636271 0.406204 0.6847 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.811137 Mean dependent var 0.040581 Adjusted R-squared 0.723937 S.D. dependent var 1.405529 S.E. of regression 0.738489 Akaike info criterion 2.484001 Sum squared resid 477.1958 Schwarz criterion 4.114954 Log likelihood -1184.761 Hannan-Quinn criter. 3.096410 F-statistic 9.301962 Durbin-Watson stat 2.269775 Prob(F-statistic) 0.000000 9 Bảng II: Kết quả mô hình (i) chỉ chạy OLS thông thường Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 00:43 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.639837 0.179721 -3.560165 0.0004 MSO 2.413559 0.586095 4.118035 0.0000 MSO2 -4.127506 1.020217 -4.045714 0.0001 LNSIZE_TY_VND 0.228622 0.026045 8.778088 0.0000 VOLTY -0.020716 0.008378 -2.472706 0.0135 GROWTH -0.202390 0.079890 -2.533358 0.0114 PROF_A -5.421700 0.642108 -8.443591 0.0000 FCF_A -2.343135 0.735680 -3.184993 0.0015 INTA_A -2.020945 0.682575 -2.960768 0.0031 NDTS_A 1.729316 1.215816 1.422350 0.1552 R-squared 0.280631 Mean dependent var 0.040581 Adjusted R-squared 0.275533 S.D. dependent var 1.405529 S.E. of regression 1.196325 Akaike info criterion 3.204167 Sum squared resid 1817.615 Schwarz criterion 3.244438 Log likelihood -2040.667 Hannan-Quinn criter. 3.219288 F-statistic 55.04846 Durbin-Watson stat 0.747590 Prob(F-statistic) 0.000000 Thực hiện kiểm định F giới hạn để so sánh mô hình FEM (tác động theo từng công ty) hay OLS tốt hơn. Gía trị F tính toán được: F = ( ) ( ) = 245.7828 Trong đó mô hình OLS có = 0.280631, số tham số là 10; mô hình FEM có = 0.811137, bậc tự do là 875. Gía trị F rất lớn, rõ ràng là có ý nghĩa cao, gợi ý rằng tác động theo từng công ty là có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể gợi ý rằng cấu trúc vốn có thay đổi theo từng công ty. 10 Bảng III: Mô hình FEM với Period Fixed (tác động cố định theo năm) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và cấu trúc vốn Dependent Variable: LND_E Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 00:58 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.404875 0.163221 -2.480537 0.0132 MSO 1.693514 0.532232 3.181912 0.0015 MSO2 -3.107053 0.925950 -3.355530 0.0008 LNSIZE_TY_VND 0.172591 0.023828 7.243338 0.0000 VOLTY -0.012950 0.007595 -1.705009 0.0884 GROWTH 0.202347 0.076514 2.644588 0.0083 PROF_A -6.340392 0.587399 -10.79402 0.0000 FCF_A -0.614991 0.685152 -0.897597 0.3696 INTA_A -1.816322 0.617322 -2.942261 0.0033 NDTS_A 1.688700 1.105040 1.528179 0.1267 Effects Specification Period fixed (dummy variables) R-squared 0.413985 Mean dependent var 0.040581 Adjusted R-squared 0.407968 S.D. dependent var 1.405529 S.E. of regression 1.081465 Akaike info criterion 3.005388 Sum squared resid 1480.672 Schwarz criterion 3.061767 Log likelihood -1909.448 Hannan-Quinn criter. 3.026558 F-statistic 68.79652 Durbin-Watson stat 0.563123 Prob(F-statistic) 0.000000 Tương tự như trên, so sánh giữa mô hình OLS và FEM (tác động cố định theo năm), giá trị F được tính: F = ( ) ( ) = 34.7368 11 Gía trị F cũng khá lớn, tức cũng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy rằng tác động theo năm cũng có ý nghĩa, cấu trúc vốn cũng có thay đổi theo năm. Bảng IV: Mô hình REM với Cross-sectional Random (tác động ngẫu nhiên theo từng công ty) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và 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: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Swamy and Arora estimator of component variances Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.935709 0.231303 -8.368705 0.0000 MSO 2.058018 0.591877 3.477102 0.0005 MSO2 -3.437343 0.945488 -3.635522 0.0003 LNSIZE_TY_VND 0.422499 0.034691 12.17906 0.0000 VOLTY -0.016269 0.006926 -2.348829 0.0190 GROWTH -0.334689 0.056620 -5.911126 0.0000 PROF_A -2.442294 0.531045 -4.599035 0.0000 FCF_A -2.581655 0.515715 -5.005976 0.0000 INTA_A -0.666978 0.718123 -0.928780 0.3532 NDTS_A -0.487279 1.194988 -0.407769 0.6835 Effects Specification S.D. Rho Cross-section random 0.857213 0.5740 Idiosyncratic random 0.738489 0.4260 Weighted Statistics R-squared 0.219118 Mean dependent var 0.034378 Adjusted R-squared 0.213584 S.D. dependent var 0.909447 S.E. of regression 0.805638 Sum squared resid 824.2961 F-statistic 39.59628 Durbin-Watson stat 1.452527 Prob(F-statistic) 0.000000 Unweighted Statistics R-squared 0.218075 Mean dependent var 0.040581 Sum squared resid 1975.674 Durbin-Watson stat 0.606027 12 Với tác động ngẫu nhiên, hệ số MSO dương (2.058018), có ý nghĩa thống kê cao (P- value = 0.0005 < 0.01); hệ số âm (-3.437343) và có ý nghĩa thống kê cao (P- value = 0.0003 < 0.01). Kết quả này hỗ trợ cho mô hình hồi quy OLS thông thường, lý thuyết sự hội tụ lợi ích và “entrenchment”. Kiểm định Hausman Đây là kiểm định giúp lựa chọn nên sử dụng mô hình FEM hay REM với giả thiết : biến thể hiện các đặc tính không quan sát và các biến giải thích trong mô hình không tương quan nhau. Nếu Prob (Chi-square) < 0.05 thì bác bỏ và sử dụng FEM. Ngược lại, nếu chấp nhận thì sử dụng mô hình REM. Bảng V: Kết quả kiểm định Hausman cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và 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 9 0.0000 Từ kiểm định, chúng tôi nhận thấy Prob (Chi-Sq) = 0.0000 < 0.05, bác bỏ . Vậy nên sử dụng mô hình tác động cố định. Trong mô hình FEM, biến chính MSO có hệ số dương 2.388, và có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0046 < 0.01). biến có hệ số âm -3.046, và có ý nghĩa thống kê cao (P-value = 0.0098 < 0.01). (hiệu chỉnh ) = 72.39% (khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê), một số biến kiểm soát không có ý nghĩa thống kê như PROF, NDTS. Điều này có thể là do hiện tượng đa cộng tuyến, có thể khắc phục bằng cách loại bỏ biến theo thứ tự từ P-value cao nhất. Mô hình FEM có hệ số Durbin-Watson = 2.269 (2 <d <3). Vậy không có hiện tượng tự tương quan. Mô hình FEM có phần dư là chuỗi dừng (P-value = 0.0000 < 0.01). Vậy mô hình FEM có thể xem là đáng tin cậy. 13 Phụ lục 2: Mở rộng phương pháp ước lượng mô hình hồi quy cho kiểm định tác động của sở hữu bởi nhà quản trị lên thành quả hoạt động: Tương tự như phần mở rộng kiểm định ảnh hưởng của sở hữu nhà quản trị lên cấu trúc vốn, chúng tôi bỏ ra các biến giả ngành trong mô hình (5) và chạy lại mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên như sau: Q = C(1) + C(2)*MSO + C(3)*MSO^2 + C(4)*LNSIZE_TY_VND + C(5)*D_E + C(6)*GROWTH + C(7)*INTA_A + C(8)*PROF_A + C(9)*I_A (ii) Bảng VI: Mô hình FEM với Cross-sectional Fixed (tác động cố định theo từng công ty) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động Dependent Variable: Q Method: Panel Least Squares Date: 04/03/13 Time: 13:08 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4.856705 0.437100 11.11120 0.0000 MSO -0.261037 0.691061 -0.377734 0.7057 MSO^2 0.047406 0.972561 0.048744 0.9611 LNSIZE_TY_VND -0.651835 0.071814 -9.076678 0.0000 D_E -0.006216 0.008113 -0.766110 0.4438 GROWTH 0.300682 0.048288 6.226835 0.0000 INTA_A -0.863246 0.844783 -1.021855 0.3071 PROF_A 1.902425 0.360849 5.272084 0.0000 I_A 0.131123 0.156947 0.835457 0.4037 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.578538 Mean dependent var 1.171240 Adjusted R-squared 0.384647 S.D. dependent var 0.777448 S.E. of regression 0.609865 Akaike info criterion 2.100841 Sum squared resid 325.8150 Schwarz criterion 3.727767 Log likelihood -940.5385 Hannan-Quinn criter. 2.711738 F-statistic 2.983822 Durbin-Watson stat 2.052684 Prob(F-statistic) 0.000000 14 Từ Bảng VI, chúng tôi thấy rằng trong mô hình FEM cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động, hệ số MSO âm (-0.261037), không có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.7057 > 0.1) và hệ số dương (0.047406), cũng không có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.9611 > 0.1). Bảng VII: Kết quả mô hình (ii) chỉ chạy OLS thông thường Dependent Variable: Q Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 01:05 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.865246 0.103061 8.395480 0.0000 MSO -1.126400 0.346587 -3.249983 0.0012 MSO^2 1.686109 0.608484 2.771001 0.0057 LNSIZE_TY_VND 0.018512 0.015898 1.164441 0.2445 D_E -0.032278 0.006274 -5.144921 0.0000 GROWTH 0.252562 0.046761 5.401126 0.0000 INTA_A -0.033303 0.405716 -0.082085 0.9346 PROF_A 2.656547 0.245267 10.83123 0.0000 I_A -0.119452 0.153398 -0.778710 0.4363 R-squared 0.161304 Mean dependent var 1.171240 Adjusted R-squared 0.156025 S.D. dependent var 0.777448 S.E. of regression 0.714227 Akaike info criterion 2.171773 Sum squared resid 648.3621 Schwarz criterion 2.208017 Log likelihood -1380.935 Hannan-Quinn criter. 2.185383 F-statistic 30.55591 Durbin-Watson stat 1.077531 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định F giới hạn để so sánh mô hình FEM (tác động cố định theo công ty) hay mô hình OLS tốt hơn: F = ( ) ( ) = 96.3569 15 Gía trị F rất lớn, đối với 9 là bậc tự do ở tử số, 876 là bậc tự do ở mẫu số, rõ ràng là có ý nghĩa cao, gợi ý rằng tác động theo từng công ty là có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể gợi ý rằng hiệu quả hoạt động có thay đổi theo từng công ty. Bảng VIII: Mô hình FEM với Period Fixed (tác động cố định theo năm) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động Dependent Variable: Q Method: Panel Least Squares Date: 04/04/13 Time: 01:10 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.689643 0.091118 7.568644 0.0000 MSO -0.737284 0.305500 -2.413370 0.0159 MSO^2 1.237189 0.535618 2.309832 0.0211 LNSIZE_TY_VND 0.041144 0.014036 2.931274 0.0034 D_E -0.004680 0.005970 -0.783848 0.4333 GROWTH -0.017501 0.043381 -0.403419 0.6867 INTA_A 0.093074 0.356128 0.261349 0.7939 PROF_A 2.770445 0.215439 12.85951 0.0000 I_A -0.136138 0.134817 -1.009800 0.3128 Effects Specification Period fixed (dummy variables) R-squared 0.356782 Mean dependent var 1.171240 Adjusted R-squared 0.350690 S.D. dependent var 0.777448 S.E. of regression 0.626466 Akaike info criterion 1.912659 Sum squared resid 497.2459 Schwarz criterion 1.965010 Log likelihood -1211.102 Hannan-Quinn criter. 1.932316 F-statistic 58.56521 Durbin-Watson stat 0.834039 Prob(F-statistic) 0.000000 16 Tương tự như trên, so sánh giữa mô hình OLS và FEM (tác động cố định theo năm): F = ( ) ( ) = 42.7832 Trong trường hợp này, giá trị F cũng khá lớn, đối với 9 là bậc tự do ở tử số, 1267 là bậc tự do ở mẫu số, tức cũng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy rằng tác động theo năm cũng có ý nghĩa, hiệu quả hoạt động của công ty có thay đổi theo năm trong giai đoạn 2007 – 2011. Với tác động ngẫu nhiên, kết quả 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 quả này phù hợp với kết quả mô hình (5) đối với phương pháp ước lượng OLS thông thường. 17 Bảng IX: Mô hình REM với Cross-sectional Random (tác động ngẫu nhiên theo từng công ty) cho mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động Dependent Variable: Q Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 04/03/13 Time: 17:45 Sample: 2007 2011 Periods included: 5 Cross-sections included: 396 Total panel (unbalanced) observations: 1280 Swamy and Arora estimator of component variances Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.000922 0.122458 8.173611 0.0000 MSO -0.920388 0.374973 -2.454544 0.0142 MSO^2 1.354331 0.637692 2.123801 0.0339 LNSIZE_TY_VND -0.004340 0.019080 -0.227447 0.8201 D_E -0.030845 0.006134 -5.028213 0.0000 GROWTH 0.260391 0.043304 6.013126 0.0000 INTA_A -0.068352 0.444749 -0.153686 0.8779 PROF_A 2.366982 0.257093 9.206722 0.0000 I_A -0.045036 0.140643 -0.320215 0.7489 Effects Specification S.D. Rho Cross-section random 0.334862 0.2316 Idiosyncratic random 0.609865 0.7684 Weighted Statistics R-squared 0.127970 Mean dependent var 0.805086 Adjusted R-squared 0.122481 S.D. dependent var 0.665731 S.E. of regression 0.627982 Sum squared resid 501.2326 F-statistic 23.31488 Durbin-Watson stat 1.382759 Prob(F-statistic) 0.000000 Unweighted Statistics R-squared 0.158369 Mean dependent var 1.171240 Sum squared resid 650.6311 Durbin-Watson stat 1.065248 18 Kiểm định Hausman cho mô hình REM: Bảng X: Kết quả kiểm định Hausman cho mô hình REM với mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động 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 96.222283 8 0.0000 Từ Bảng X rút ra được Prob (Chi-square) = 0.0000 < 0.01. Bác bỏ , hay biến thể hiện đặc trưng không quan sát được có tương quan với biến độc lập trong mô hình. Vậy sử dụng mô hình tác động cố định là phù hợp hơn. Để kết quả chắc chắn hơn, chúng tôi dùng thêm phương pháp kiểm định tỷ số Likelihood cho mô hình FEM (Redundant Fixed Effects – Likelihood Ratio). Bảng XI: Kết quả kiểm đinh Likelihood cho mô hình FEM với mối quan hệ giữa sở hữu của nhà quản trị và thành quả hoạt động Redundant Fixed Effects Tests Equation: MO_HINH_FEM Test cross-section fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 2.195478 (395,876) 0.0000 Cross-section Chi-square 880.793062 395 0.0000 Mặc dù kết quả hồi quy mô hình FEM cho ra biến MSO và không có ý nghĩa, dấu của hai biến này vẫn phù hợp với các kết quả trong phần chính của nghiên cứu. Hơn nữa, với kiểm định Likelihood, từ Bảng XI, Prob (Chi-square) = 0.0000 < 0.01 có nghĩa rằng giả thiết bị bác bỏ. Do đó, chúng tôi vẫn kết luận rằng mô hình tác động cố định phù hợp hơn.

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfanh_huong_cua_so_huu_boi_nha_quan_tri_len_cau_truc_von_va_thanh_qua_hoat_dong_cua_cac_doanh_nghiep_viet_nam_thoi_ky_2007_2011_686.pdf
Luận văn liên quan