Đề tài Nghiên cứu ảnh hưởng của nhân tố sở hữu nước ngoài đến cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp: bằng chứng thực nghiệm tại các công ty cổ phần Việt Nam

huế có lợi hơn so với nước sở tại với nguồn vốn đến từ các nước. 14 Tóm lai, từ những kết luận của các nghiên cứu thực nghiệm ở trên, chúng tôi thấy rằng phần lớn các nước ở thị trường mới nổi, sở hữu nước ngoài có tác động tích cực giá trị doanh nghiệp, còn với các nước phát triển vấn đề này còn phụ thuộc nhiều yếu tố. Đối với Việt Nam là một quốc gia đang phát triển cùng với việc chính phủ Việt Nam đang có nhiều chính sách để khuyến khích các dòng vốn đầu tư từ nước ngoài. Chính vì vậy có thể dự đoán rằng sở hữu nước ngoài có thể có tác động tích cực đáng kể đến giá trị doanh nghiệp ở Việt Nam. 2.2. Tác động của sở hữu nước ngoài đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp Phần lớn những bài nghiên cứu trước đều cho rằng sở hữu nước ngoài có tác động tiêu cực đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Một trong những nghiên cứu điển hình ủng hộ lý thuyết trên đó là bài nghiên cứu của Li et al (2009). Bài nghiên cứu thực hiện ở các công ty Trung Quốc không được niêm yết trên sàn chứng khoán. Tác giả thấy rằng các nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng sử dụng ít nợ hơn trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp. Bài nghiên cứu khác của Huang et al(2011) cũng nghiên cứu về vấn đề này ở Trung Quốc trong giai đoạn 2002 đến 2005 và cho kết quả giống với bài nghiên cứu của Li et al (2009). Trong khi đó, Zou và Xiao (2006) và Gurunlu và Gursoy (2010) không ủng hộ giả thiết này khi cho rằng sở hữu nước ngoài có tác động tích cực đến cấu trúc vốn. Cụ thể hơn, Zou và Xiao (2006) tin rằng trong thị trường mới nổi nhà đầu tư nước ngoài thường đối mặt với vấn đề bất cân xứng thông tin nhiều hơn những nhà đầu tư khác. Bởi vậy, những nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng đầu tư những doanh nghiệp sử dụng nhiều nợ hơn. Tuy nhiên, hành vi đầu tư của các nhà đầu tư của các công ty được niêm yết ở Trung Quốc từ 1997-2000 lại cho thấy rằng sở hữu nước ngoài có ảnh hưởng không đáng kể đến cấu trúc vốn. Gurunlu và Gursoy (2010) lại cho rằng đầu tư nước ngoài thường gặp nhiều rủi ro hơn với những nhà đầu tư nước ngoài vì thế các nhà đầu tư nước ngoài có động lực để giảm thiểu rủi ro bằng cách tác động đến hoạt động quản lý của công ty. Họ không những đầu tư về vốn mà còn đầu tư về công nghệ, kĩ thuật tiên tiến để doanh nghiệp tiếp cận với thị trường vốn mới dễ dàng. Vì vậy, có thể dự đoán rằng doanh nghiệp với mức độ sở hữu nước ngoài cao sử dụng 15 nhiều nợ hơn bởi vì các nhà đầu tư nước ngoài giúp chọ họ tiếp cận với nhiều nguồn vốn rẻ hơn từ những chủ nợ mới. Tuy nhiên khi kiểm tra ảnh hưởng của các nhà đầu tư nước ngoài đến cấu trúc vốn bằng cách sử dụng phân tích hồi quy với bộ dữ liệu của 143 các công ty phi tài chính trên sàn Instanbul Stock Exchange từ 2007 đến 2008, Gurunlu và Gursoy (2010) thấy rằng sở hữu nước ngoài tác động tiêu cực đáng kể đến đòn bẩy tài chính dài hạn. Một bài nghiên cứu khác cũng ủng hộ mối quan hệ tích cực giữa sở hữu nước ngoài và cấu trúc vốn là bài nghiên cứu của Mishra (2012). Bài nghiên cứu đo lường mối quan hệ của các doanh nghiệp ở Úc trong giai đoạn 2001- 2009. Bài nghiên cứu kết luận rằng sở hữu nước ngoài có mối tương quan dương đến đòn bẩy tài chính của doanh nghiệp. Điều này dường như ngược với dự đoán của tác giả ban đầu, tác giả cho rằng những doanh nghiệp với đòn bẩy tài chính cao thường ít thu hút các nhà đầu tư. Bởi vì đòn bẩy tài chính thường được dùng để đo lường sự kiệt quệ tài chính. Các nhà đầu tư thường thích đầu tư những doanh nghiệp có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao, bởi vì những cổ phiếu có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thường ít rủi ro. Tóm lại, dù những nghiên cứu thực nghiệm đưa đến những kết quả khác nhau, sở hữu nước ngoài có cả tác động tiêu cực và tích cực đến cấu trúc vốn. Tuy nhiên đối với trường hợp Việt Nam, chúng tôi kì vọng rằng sở hữu nước ngoài có thể làm giảm tỉ lệ đòn bẩy nợ trong cấu trúc vốn. 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mẫu quan sát và việc thu thập dữ liệu Mẫu dữ liệu trong bài nghiên cứu gồm 3402 quan sát, là các công ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán HCM (HOSE) và Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn từ năm 2006 – 2012 ( mỗi công ty được quan sát ít nhất 3 kì báo cáo). Các dữ liệu được sử dụng trong phân tích thực nghiệm là dữ liệu thứ cấp hàng năm của các số liệu tài chính được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau: Sử dụng báo cáo tài chính (bảng cân đối kế toán, báo cáo thu nhập) của các công ty và các thông tin về tỷ lệ sở hữu nước ngoài được cung cấp bởi Cổng thông tin dữ liệu Chứng khoán tài chính 16 Việt Nam và Công ty Cổ phần chứng khoán Bản Việt và tổng hợp trên các website của các công ty chứng khoán khác. Do đặc thù của hoạt động kinh doanh và sự khác biệt đáng kể so với các ngành khác, các định chế tài chính như các công ty chứng khoán, ngân hàng, bảo hiểm không được đưa vào mẫu dữ liệu. Một số công ty có thông tin không đầy đủ hoặc không phù hợp cũng được sàng lọc lại để tăng độ tin cậy của mẫu dữ liệu. 3.2. Xây dựng mô hình nghiên cứu thực nghiệm: Để đánh giá tác động của sở hữu nước ngoài đến tỉ lệ đòn bẩy trong cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp, bài nghiên cứu xây dựng 2 mô hình hồi quy tuyến tính đa biến như sau: - Mô hình giá trị doanh nghiệp (dựa trên nghiên cứu của Olga B. 2009) ܨ ௜ܸ,௧ = ߙ + ߚଵܨܱ௜,௧ + ߚଶܥܵ௜,௧ + ߛܼ௜,௧ + ߝ௜,௧ [Mô hình 1] Trong đó: - FVi,t là giá trị của công ty i tại thời điểm t - FOi,t là tỷ lệ sở hữu nước ngoài - CSi,t thể hiện cấu trúc vốn của doanh nghiệp - Zi,t là vecto các biến kiểm soát của mô hình 1, gồm có: SIZE, INV, LIQ, PRO, TAN - ߝ௜,௧ là phần bù. Qua các nghiên cứu đối với các nước khác trên thế giới, đặc biệt là các nước đang phát triển như (Ấn Độ, Malaysia, Indonesia, Thổ Nhĩ Kì …), đối với thị trường Việt Nam, chúng ta kì vọng rằng đầu tư nước ngoài sẽ góp phần thúc đẩy hoạt động kinh doanh phát triển, tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao sẽ góp phần nâng cao trình độ quản lí và tăng cường việc tiếp cận với kĩ thuật công nghệ hiện đại và có những cải tiến thích hợp trong quá trình vận hành doanh nghiệp, chính vì thế, chúng tôi đưa ra giả thiết rằng: 17 H1: Sở hữu nước ngoài và giá trị doanh nghiệp có tương quan dương tại các công ty niêm yết trên thị trường Việt Nam (ߚଵ > 0) - Mô hình cấu trúc vốn dựa trên nghiên cứu của Li K. và cộng sự (2009: ܥܵ௜,௧ = ߙ + ߚଵܨ ௜ܱ,௧ + ߛܺ௜,௧ + ߝ௜,௧ [Mô hình 2] Các biến tương tự như mô hình 1 và Xi,t đại diện cho các biến kiểm soát của mô hình 2, gồm có: PRO, GRO, TAN, TAX. Các nghiên cứu trước đây đưa ra nhiều mâu thuẫn về mối quan hệ giữa sở hữu nước ngoài và tỉ lệ đòn bẩy tài chính. Tại thị trường Việt Nam, việc sử dụng nợ sẽ làm tăng chi phí kiệt quệ tài chính, chúng tôi kì vọng các nhà đầu tư nước ngoài khi đầu tư vào các doanh nghiệp sẽ định hướng việc sử dụng ít nợ hơn để có thể tập trung sử dụng nguồn vốn chủ sở hữu, bài nghiên cứu giả định rằng: H2: Sở hữu nước ngoài có mối tương quan âm đối với tỉ lệ nợ trong cấu trúc vốn tại thị trường Việt Nam 3.3. Đo lường các biến Giá trị doanh nghiệp (ROA) Để ước tính hệ số tương quan giữa sở hữu nước ngoài và giá trị doanh nghiệp, chúng ta cần xác đinh một chỉ số phù hợp thể hiện giá trị đó. Người ta thường đánh giá giá trị doanh nghiệp dựa trên giá trị thị trường hoặc là sử dụng các phương pháp hạch toán kế toán. Các nghiên cứu của Jiraporn và Liu (2008), Tian và Zeitun (2007) và Nigel, Sarmistha (2007) sử dụng chỉ số Tobin’s Q tính toán bằng giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của doanh nghiệp, Lê Thị Phương Vy và Phùng Đức Nam (2012) cũng đã sử dụng Tobin’s Q để đo lường giá trị của các công ty niêm yết trên sàn HOSE. Tuy nhiên, theo đánh giá của Olga B. (2009), Tobin’s Q là một phương pháp truyền thống được sử dụng rất phổ biến ở các nước phát triển nhưng ở các thị trường mới nổi, thị 18 trường chứng khoán còn chưa phát triển, các hạn chế về phương pháp thống kê và hạch toán kế toán sẽ ảnh hưởng tới giá trị của chỉ số. Theo nhận định của Epps và Cereola (2008), chúng ta có thể đo lường kết quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua tỉ số ROA – đo lường hiệu quả của công ty trong việc tạo ra lợi nhuận từ mỗi đồng tiền bỏ vào tài sản, thể hiện việc công ty đầu tư hiệu quả như thế nào vào việc tăng trưởng thu nhập. Nhà quản lí trực tiếp chịu trách nhiệm đối với hoạt động của doanh nghiệp và việc tận dụng các tài sản của công ty, như vậy ROA cho phép đánh giá cơ chế quản trị doanh nghiệp trong việc đảm bảo và thúc đẩy hiệu quả quản lí của công ty, thể hiện được giá trị của cấu trúc sở hữu và qua đó thể hiện được tác động của sở hữu nước ngoài lên giá trị doanh nghiệp. Có rất nhiều các nghiên cứu khác cũng sử dụng ROA để đo lường thành quả hoạt động của doanh nghiệp như: Olga Bilyk (2009), Brown và Caylor ((2005), Li et al (2009). Hơn nữa, trong bài nghiên cứu của Ruan W, G. Tian và S. Ma (2011) tác động của ROA và Tobin’s Q đối với giá trị doanh nghiệp là giống như nhau. Chính vì vậy trong bài nghiên cứu này chúng tôi sử dụng ROA đánh giá thành quả của doanh nghiệp. ROA được đo lường bằng lợi nhuận trên tổng tài sản theo công thức: ܴܱܣ = ܮܰ ݏܽݑ ݐℎݑế + ݈ã݅ ݒܽݕ ൫1 − ݐℎݑế ݏݑấݐ൯ + ܮợ݅ íܿℎ ܿổ đô݊݃ ݐℎ݅ểݑ ݏố ൫ܶà݅ ݏả݊ đầݑ ݇ì + ܶà݅ ݏả݊ ܿݑố݅ ݇ì൯/2 Cấu trúc vốn Cấu trúc vốn của doanh nghiệp là cách mà doanh nghiệp tạo nguồn tài chính cho các hoạt động cũng như mua sắm tài sản thông qua việc kết hợp giữa nợ và vốn cổ phần (Brounen và công sự, 2006). Cấu trúc vốn có thể đo lường bằng nhiều cách: nợ dài hạn trên tổng tài sản, nợ ngắn hạn trên tổng tài sản hay tổng nợ trên tổng tài sản (Pandey – 2011, Chakraborty – 2010, Kayo và Kimura – 2011). Các tỉ số này còn có thể dựa trên giá trị sổ sách hoặc là giá trị thị trường của nợ (Frank và Goyal – 2009). Trong bài 19 nghiên cứu này, để cấu trúc vốn mang tính tổng quát, chúng tôi đo lường bằng tổng nợ trên tổng nợ trên giá trị sổ sách của tổng tài sản (gồm tổng nợ và vốn cổ phần) LEV = ்ổ௡௚ ௡ợ ்ổ௡௚ ௧à௜ ௦ả௡ Sở hữu nước ngoài Tỷ lệ phần trăm cổ phiếu nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài được sử dụng trong bài nghiên cứu này đại diện cho biến sở hữu nước ngoài. Theo nguồn cung cấp từ Cophieu68.com và Công ty Chứng khoán Bản Việt, số liệu này được tính theo trung bình năm. FO = ௌố ௖ổ ௣௛௜ể௨ ௡ắ௠ ௚௜ữ ௕ở௜ ௖á௖ ௡௛à đầ௨ ௧ư ௡ướ௖ ௡௚௢à௜ ்ổ௡௚ ௦ố ௖ổ ௣௛௜ế௨ đ௔௡௚ ௟ư௨ ௛à௡௛ Theo nguyên lý của phân tích đa biến, bên cạnh tỷ lệ sở hữu nước ngoài và tỷ lệ đòn bẩy tài chính, chúng ta đưa vào mô hình các biến kiểm soát để làm giảm các tác động có thể gây nhiễu cho các biến số khác hoặc ảnh hưởng tới kết quả nghiên cứu. Các biến kiểm soát gồm: Mô hình 1: Quy mô của doanh nghiệp (SIZE): (+/-) Được đo lường bằng hàm logarit của tổng doanh số. Tác động của biến này lên hiệu quả của doanh nghiệp vẫn là một vấn đề chưa được rõ ràng. Trong bài nghiên cứu của Himmelberg (1999), King và Santor (2008), Jiraporn và Liu (2008) chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp có tương quan âm với giá trị doanh nghiệp đo lường bằng Tobin’s Q. Cũng sử dụng thước đo là Tobin’s Q nhưng bài nghiên cứu của Lê Thi Phương Vy và và Phùng Đức Nam (2012) lại đưa ra bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam về tương quan dương giữa quy mô và giá trị doanh nghiệp. Tương tự như vậy, Titan và Zeitun 20 (2007), Margaritits và Psillaki (2010) chỉ ra rằng quy mô có tương quan dương và tác động đáng kể đến giá trị doanh nghiệp. Những nhận định không thống nhất ở trên có thể được giải thích rằng: một mặt, doanh nghiệp càng lớn, chi phí vận hành và giám sát càng cao hay tác động của các tình huống mất kiểm soát do không hiệu quả trong cấu trúc phân cấp quản lí (Williamson, 1967) ảnh hưởng tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp. Mặt khác, các công ty lớn thường có công nghệ và trình độ quản lí tốt hơn, có thể làm giảm xác suất phá sản nhờ đa dang hóa đầu tư và quy mô kinh tế.Yếu tố này cũng có tác động đến các nhà đầu tư, đặc biệt là các nhà đầu tư nước ngoài, họ ưu tiên lựa chọn các công ty có quy mô lớn hơn (Merton – 1987, Võ Xuân Vinh – 2009). Đầu tư (INV) (+) Các nghiên cứu trước đây đều nhất trí rằng giá trị doanh nghiệp có liên quan đến các cơ hội đầu tư. Doanh nghiệp càng có nhiều cơ hội đầu tư càng có thể nâng cao giá trị của mình thông qua lợi nhuận từ đầu tư. Các nghiên cứu của Hoshi (1991) ở Nhật Bản và Kaplan và Zingales (2005) đối với các doanh nghiệp tại Mỹ đều đưa ra bằng chứng về mối tương quan dương và tác động đáng kể của đầu tư lên giá trị doanh nghiệp. Tính thanh khoản (LIQ) (+) Theo nghiên cứu của Cho (1998), tính thanh khoản là một trong những tín hiệu của hiệu quả hoạt động và tiềm năng của doanh nghiệp. Công ty thanh khoản cao được kì vọng có thành quả tốt và có nhiều cơ hội đầu tư hơn. Chính vì vậy, tính thanh khoản được dự đoán sẽ có tương quan dương với giá trị doanh nghiệp. Khả năng sinh lợi (PRO) (+) Cách đo lường khả năng sinh lợi tùy thuộc vào các nhà nghiên cứu khác nhau, trong nghiên cứu của Margaritis và Psillaki (2010), PRO là tỉ số giữa EBIT trên tổng tài sản, trong bài này, PRO được đo lường bằng tỉ số giữa thu nhập hoạt động trên tổng doanh thu (Demsetz & Villalonga (2001), and Thomsen & Pedersen (2000).) Hầu hết các 21 nghiên cứu trước đây đều chỉ ra tác động tích cực của khả năng sinh lợi đối với giá trị doanh nghiệp. Chúng ta kì vọng tương quan dương giữa khả năng sinh lợi và hiệu quả DN vì khả năng sinh lợi cao cho thấy hiệu quả quản lí tốt, giá trị công ty tăng. Tài sản cố định (TAN) (+/-) Biến số TAN được đo lường bằng tỉ lệ tài sản cố định hữu hình trên tổng tài sản. Tác động của biến số này lên giá trị doanh nghiệp vẫn còn tùy thuộc vào từng nhà nghiên cứu và khá là mơ hồ. Theo nghiên cứu của Konijn (2011), mối tương quan của tỷ lệ tài sản cố định với giá trị doanh nghiệp có thể âm hoặc dương. Margaritis và Psillaki – 2010, Himmelberg cùng các cộng sự của mình (1999) chỉ ra rằng tính hiện hữu dễ dàng đo lường và kiểm định, góp phần làm tăng giá trị của doanh nghiệp. Tuy nhiên, trong các bài nghiên cứu của Titman và Wessels, 1988; Michaelas cùng các cộng sự, 1999; Ozkan, 2001 lại lập luận rằng các tài sản vô hình có thể được coi là chỉ số thể hiện cơ hội tăng trưởng của công ty trong tương lai, công ty có xu hướng áp dụng cải tiến công nghệ cao hơn, quản lí tốt hơn, chính vì vậy công ty có tỷ lệ tài sản vô hình có thể tạo ra nhiều lợi nhuận và giá trị hơn. Mô hình 2: Khả năng sinh lợi (PRO) (+/-) Theo các nghiên cứu của Harris và Raviv (1991), Rajan và Zingales (1995), Barclay và Smith (2001), Booth (2001) giống như nhiều biến số khác, cũng có nhiều mâu thuẫn trong việc xem xét mối quan hệ giữa khả năng sinh lợi và đòn bẩy tài chính. Myers (1984) dự đoán rằng công ty có khả năng sinh lợi cao có thể có tỷ lệ nợ cao bởi vì họ có chi phí kiệt quệ tài chính thấp cùng với lợi ích từ thuế cao hơn. Lí thuyết chi phí đại diện (Jensen, 1986) cho rằng công ty có khả năng sinh lợi cao thường đối diện với vấn đề về dòng tiền tự do, tỉ lệ nợ cao có thể có giá trị hơn trong việc làm giảm chi phí đại lí. Ở khía cạnh ngược lại, đa số các nghiên cứu thực nghiệm lại chỉ ra rằng các công ty có khả năng sinh lợi cao thường sử dụng ít nợ hơn vì họ có thể tận dụng nguồn vốn nội 22 bộ (Booth, Aivazian, Demirguc-Kunt và Maksimovic (2011), Huang và Soong (2006), Frank và Goal (2009)). Sự tăng trưởng (GRO) (+/-) Mối quan hệ giữa sự tăng trưởng và tỉ lệ đòn bẩy tài chính vẫn là một vấn đề đối với các nghiên cứu thực nghiệm. Trong khi Huang và Song (2006) đưa ra mối quan hệ tích cực giữa sự tăng trưởng và đòn bẩy tài chính, Gurcharan (2010) tìm ra bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ ngược lại giữa sự răng trưởng và tỉ lệ nợ. Tính hiện hữu (TAN) Các nghiên cứu lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm đưa ra các kết quả không thống nhất về mối quan hệ giữa tính xác thực và tỉ lệ nợ. Theo lí thuyết chi phí đại diện và lý thuyết đánh đổi dự đoán tính xác thực có mối tương quan dương với tỉ lệ nợ bởi vì tỉ lệ tài sản hữu hình có thể làm giảm chi phí kiệt quệ tài chính (Myers 1984) và làm giảm rủi ro của các chủ nợ từ vấn đề chi phí đại diện (Jensen và Meckling, 1976). Mặt khác, lý thuyết trật tự phân hạng đưa ra dự đoán trái ngược rằng: đối với các công ty có tỉ lệ tài sản cố định cao sẽ làm giảm vấn đề bất cân xứng thông tin và sẽ làm giảm rủi ro cho các cổ đông, tỉ lệ vốn cổ phần sẽ cao hơn. Thuế (TAX) Có nhiều lý thuyết trước đây đưa ra dự đoán về tác động của thuế lên cấu trúc vốn là tỉ lệ thuế tác động tích cực đến lợi ích từ thuế, chính vì thế (Modigliani and Miller, 1958) chỉ ra rằng doanh nghiệp chịu tỉ lệ thuế TNDN cao sử dụng nhiều nợ hơn để có thể tận dụng lợi ích từ tấm chắn thuế. Nhiều nghiên cứu khác cũng chứng minh tác động mạnh mẽ của thuế đối với cấu trúc vốn của doanh nghiệp như: Wiwattanakantang (1999), Goodacre và các cộng sự (2004), Huang và Song (2006), Gurcharan (2010) 23 Bảng 1: Tóm tắt cách tính toán các biến SIZE Logarit của tổng doanh số. GRO Phần trăm thay đổi của doanh thu thuần theo từng năm TAN Tỉ lệ giữa tài sản cố định trên tổng tài sản TAX Tỷ lệ giữa tổng chi phí thuế (Chi phí thuế hiện tại và chi phí thuế hoãn lại) trên thu nhập trước thuế. LIQ Tỉ lệ giữa Tiền và các khoản tương đương tiền trên tổng tài sản INV Tỉ lệ giữa Chi tiêu vốn và Tổng doanh thu Chi tiêu vốn = (thay đổi tài sản – thay đổi nợ)/Tổng doanh thu (*) PRO Tỉ lệ giữa Thu nhập hoạt động và Tổng doanh thu 24 4. Nội dung nghiên cứu và các kết quả nghiên cứu 4.1. Thống kê mô tả các biến Bảng 2a mô tả tóm tắt các biến thống kê được tính toán từ báo cáo tài chính và số liệu của các công ty niêm yết trên sàn HOSE và HNX trong giai đoạn từ năm 2005 – 2012. Mẫu dữ liệu bao gồm 3402 quan sát, được chia làm 2 nhóm: Nhóm các quan sát có tỉ lệ sở hữu nước ngoài cao hơn 5% và nhóm các quan sát Bảng 2a: Thống kê mô tả các biến của toàn bộ quan sát Số QS TB Độ lệch chuẩn GT lớn nhất GT nhỏ nhất FO 3402 0.074495 0.116868 0.4914 0 LEV 3402 0.520473 0.223508 1.038905 0.002087 ROA 3402 0.095436 0.087088 0.95212 -0.482481 SIZE 3402 11.52572 0.593206 13.5937 7.74202 TAN 3402 0.206239 0.197112 0.97642 0 TAX 3402 0.155078 0.477835 4.152356 -25.59488 PRO 3402 0.125086 0.5988 16.20493 -12.80728 LIQ 3402 0.09336 0.104347 0.943684 0.000154 GRO 3402 0.755989 10.13865 468.12 -0.997086 INV 3402 0.652403 716.8246 -907.6934 25.96748 (Nguồn: Tự tổng hợp) Do có sự thay đổi số lượng các công ty niêm yết (một số công ty hủy niêm yết và một số công ty mới bắt đầu lên sàn) trên cả hai sàn HOSE và HNX nên dữ liệu bảng sử dụng trong bài nghiên cứu là bộ dữ liệu không cân đối (unbalanced panel data). Số quan sát trong thời kì từ năm 2006 – 2012 là 3402 quan sát, đối với dữ liệu bảng, số lượng quan sát đủ để mô hình có ý nghĩa. Tỉ lệ sở hữu nước ngoài trung bình của các công ty trong giai đoạn nghiên cứu là 7.5%, tương đối thấp so với tỉ lệ trung bình trong 25 giai đoạn 2008 – 2011 của các công ty niêm yết trên HOSE là 12.06%. Lí do có thể là do sự thu hút các nhà đầu tư nước ngoài thị trường HOSE cao hơn HNX cho nên khi sử dụng số liệu tổng hợp của cả 2 sàn tỉ lệ sở hữu nước ngoài trung bình có phần thấp hơn. Tỉ lệ nợ trên tổng tài sản trung bình khoảng 52%, cấu trúc vốn của các công ty không đồng đều, tỉ lệ nợ thấp nhất là 0.2% và lớn nhất lên đến 103.89% (trong các quan sát có 2 quan sát có tỉ lệ nợ trên tổng tài sản lớn hơn 100% đó là 2 công ty có mã chứng khoán S27 và VCH (2012) bị âm vốn chủ sở hữu dẫn đến nợ cao hơn tổng tài sản). Tỉ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản trung bình là 9.5%, công ty đạt giá trị ROA cao nhất lên tới 95% (mã KTB năm 2010), giá trị thấp nhất là – 48.2% (mã SHC năm 2010). Hầu hết các biến đều có độ lệch chuẩn tương đối cao, thể hiện mức độ không đồng đều giữa các doanh nghiệp trên thị trường. Bảng 2b: Mô tả biến của các nhómcông ty có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao hơn 5% và thấp hơn 5% FO > 5% ( 1060 Obs) FO <= 5% (2342 Obs) Mean Std. Dev. Max Min Mean Std. Dev. Max Min FO 0.20832 0.131597 0.4914 0.055 0.0139 0.015121 0.0549 0 GRO 0.44747 2.281451 59.26 -0.992 0.8956 12.12102 468.12 -0.997 INV 0.33614 8.164393 87.46 -146.56 0.7955 30.81261 716.82 -907.6 LEV 0.46403 0.211661 0.9896 0.00299 0.546 0.224086 1.0389 0.002 LIQ 0.11025 0.112818 0.839 0.00015 0.0857 0.099363 0.9436 0.0001 PRO 0.15798 0.549323 9.2571 -12.807 0.1101 0.619435 16.204 -3.267 ROA 0.12049 0.102567 0.808 -0.482 0.0841 0.076472 0.952 -0.238 SIZE 11.7756 0.6406 13.5503 8.9544 11.41 0.533393 13.593 7.7420 TAN 0.19316 0.178525 0.93815 0 0.2121 0.204734 0.9764 0 TAX 0.16048 0.157075 2.91982 -0.6057 0.1526 0.566155 4.1523 -25.594 Mặc dù Việt Nam có chính sách thu hút đầu tư nước ngoài khá hấp dẫn nhưng tỷ lệ sở hữu nước ngoài của các doanh nghiệp không cao, có gần 70% các công ty trong quan 26 sát có tỉ lệ sở hữu nước ngoài dưới 5%. Điều này cho thấy các nhà đầu tư nước ngoài đầu tư tại thị trường Việt Nam phần lớn nhằm mục đích đa dạng hóa danh mục đầu tư chứ chưa thật sự đầu tư tập trung vào một số công ty nhất định. Bên cạnh đó, do chính sách của nhà nước, tỉ lệ sở hữu nước ngoài tối đa của một doanh nghiệp VN là 49%, điều này cũng hạn chế việc các nhà đầu tư nước ngoài tham gia vào việc đưa ra các quyết định. Ủy ban Chứng khoán Việt Nam đang xem xét việc nới room đối với khối ngoại trong thời gian tới. Đối với nhóm công ty có FO > 5%, giá trị trung bình của FO là khoảng 20%, tỉ lệ đòn bẩy tài chính (LEV) của trung bình của nhóm công ty này là khoảng 46,4 % và tỉ lệ thu nhập trên tài sản (ROA) trung bình là 18%. Đối với nhóm công ty có FO <= 5%, giá trị trung bình của FO là 1.39% tỉ lệ đòn bẩy tài chính trung bình là 54.6 % và tỉ lệ thu nhập trên tổng tài sản là 8.4%. Thông qua phần thống kê mô tả, ta thấy rằng các công ty có tỉ lệ sở hữu nước ngoài cao hơn nhìn chung có ROA cao hơn và tỉ lệ đòn bẩy tài chính thấp hơn. Điều này ủng hộ cho giả thiết ban đầu về tương quan dương giữa ROA với FO và tương quan âm giữa LEV và FO. Bảng 3: Sự tương quan của các biến FO GRO INV LEV LIQ PRO ROA SIZE TAN TAX FO 1.0000 GRO -0.0213 1.0000 INV -0.0113 0.0032 1.0000 LEV -0.2042 -0.0023 -0.0353 1.0000 LIQ 0.1302 0.0150 -0.0121 -0.2923 1.0000 PRO 0.0549 0.0169 0.0320 -0.1671 0.0459 1.0000 ROA 0.2017 0.0013 0.0068 -0.3501 0.3406 0.1764 1.0000 SIZE 0.2994 0.0266 -0.0242 0.2880 -0.0902 0.0478 -0.0442 1.0000 TAN -0.0283 -0.0388 0.0096 -0.0068 -0.1473 -0.0438 -0.0176 -0.0207 1.0000 TAX 0.0114 0.0016 0.0029 -0.0007 0.0114 0.0036 -0.0037 0.0027 -0.0152 1.0000 (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) 27 Bảng trên đưa ra cái nhìn tổng thể về sự tương quan của các biến, có thể thấy rằng sự tương quan của các biến là nhỏ, điều đó thể hiện rằng các biến phù hợp với các phân tích hồi quy. 4.2. Phương pháp hồi quy: Dữ liệu được sử dụng để nghiên cứu thực nghiệm là dữ liệu panel (là dữ liệu đa chiều hay dữ liệu mảng), chứa các quan sát của chuỗi thời gian và của nhiều đối tượng (ở đây là các biến), qua đó nghiên cứu được động thái theo thời gian của các biến. Dữ liệu mảng sử dụng hiệu quả nhất khi chúng ta không chắc chắn hay nghi ngờ rằng các biến kết quả phụ thuộc vào các biến giải thích không quan sát được tương quan với các biến giải thích quan sát được. Dữ liệu bảng có nhiều ưu điểm hơn so với dữ liệu gộp, chứa đựng nhiều thông tin hơn và phần nào khắc phục được hiện tượng đa cộng tuyến. Trong phân tích dữ liệu mảng, người ta thường sử dụng 2 mô hình cơ bản fixed effects model (FEM – mô hình tác động cố định) và random effects model (REM – mô hình tác động ngẫu nhiên) - Kurt S. (2012). Mô hình ảnh hưởng cố định có dạng chung là: là ảnh hưởng cụ thể của các tác nhân không biến thiên theo thời gian, và bởi vì chúng ta giả sử chúng cố định theo thời gian, nên mô hình này được gọi là mô hình ảnh hưởng cố định. Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên giả sử thêm rằng: 28 theo đó, hai thành phần sai số độc lập với nhau. Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi tiến hành chạy dữ liệu với cả 3 phương pháp ước lượng: hồi quy Pooled OLS, Fixed effects model và Random effect model để tìm ra mối tương quan giữa các biến. Trong đó: Ước lượng OLS gộp không quan tâm đến cấu trúc mảng của dữ liệu mà chỉ đơn giản là đi ước lượng các hệ số và các quan sát là các dữ liệu thuần túy, sai số chuẩn thường có của phương pháp này thì không đúng và các kiểm định (t-, F-, z-, Wald-) dựa trên đó thì không có ý nghĩa. Sai số chuẩn phù hợp có thể được ước lượng bằng phương pháp cluster-robust. Kết quả là các hệ số bị lệch và mâu thuẫn với nhau vì biến bị bỏ qua sẽ có thể có tương quan với các biến hồi quy khác. Kiểm định với hai phương pháp còn lại được xem là có ý nghĩa hơn. Kiểm định Hausman Hausman test được sử dụng để so sánh hai phương pháp ước lượng. Bài nghiên cứu sẽ sử dụng Hausman test để kiểm định mô hình nào phù hợp hơn giữa FEM và REM Điểm khác biệt cơ bản giữa fixed effect model và random effect model là fixed effect không giả định là không có sự tương quan giữa các biến, trong khi đó random effect thì giả định không có sự tương quan giữa các biến. Mô hình fixed effect sử dụng biến giả, nên nó có thể làm giảm đáng kể bậc tự do. Do vậy random effect model có thể được ưa thích hơn. Tuy nhiên, trong trường hợp các biến có sự tương quan thì giả định của random effect model không được thỏa mãn, khi đó mô hình sẽ đưa ra ước lượng chệch. Để tiến hành Hausman test, ta có giả thuyết H0: Các biến kiểm soát và biến giải thích không có tương quan (tức là nên sử dụng random effects model) Giá trị tính toán là: 29 Trong đó: - ߚிா: vector các hệ số ước lượng từ Fixed effects model - ߚோா: vector các hệ số ước lượng từ Random effects model - ܸܽݎ(. ): ma trận tương quan tương ứng của hệ số ước lượng từ 2 mô hình Sau khi kiểm định, dựa trên giá trị p-value, chúng ta sẽ kết luận được các biến có tương quan hay không và lựa chọn kết quả của mô hình phù hợp nhất. Tính đồng thời (Simultaneity) trong kinh tế lượng Lí thuyết về các phương trình đồng thời đã trở thành một vấn đề quan trọng trong nghiên cứu kinh tế (Robert D. Coleman, PhD (2006)) Điều này dựa trên thực tế là bất kì nhà nghiên cứu nào cũng cần phải chú ý đến các vấn đề nội sinh có thể xảy ra trong hồi quy các biến độc lập, trong một phương trình duy nhất hoặc một hệ phương trình. Tính đồng thời trong kinh tế lượng xảy ra khi biến độc lập và biến phụ thuộc có tác động qua lại lẫn nhau tại cùng một thời điểm. Để giải quyết vấn đề này, nghiên cứu của Erik B. và J. Krishnakumar (2007) đề cập đến các phương pháp tổng quát để có thể tiếp cận toàn diện và giải quyết tính đồng thời, đó là phương pháp 2-stage least-square và 3-stage least-square. Hai phương pháp sử dụng cùng một cấu trúc phương trình và có những điểm tương đồng nhất định. Tuy nhiên, để giúp đưa ra các ước lượng tối ưu cho các hệ số tương quan trong mô hình, theo nghiên cứu của Theil (1962), bài nghiên cứu này sẽ sử dụng phương pháp 3-stage least-square. 30 4.3. Kết quả hồi quy 4.3.1. Mô hình giá trị doanh nghiệp (Mô hình 1) Bảng 4a: Kết quả hồi quy mô hình 1 đối với toàn bộ quan sát ROA (OLS) ROA (panel radom effect) ROA (panel fixed effect) C 0.99408 (0.028)*** 0.2181 (0.037) *** -0.034156 (0.0834) FO 0.083798 (.0125)*** 0.098407 (.019)*** 0.099476 (.057)* LEV -0.091162 (.0068)*** -0.075964(.0083)* -0.085095 (.0117)*** SIZE 0.00109 (.0025) -0.009703 (.0033)*** 0.01362 (.007) * INV -3.49E-06 (5.12E-05) 3.45E-06 (4.18E-05) 7.10E-06 (4.10E-05) LIQ 0.214232 (.013) *** 0.181613 (.0139)*** 0.137560 (.0156)*** PRO 0.017486 (.0022)*** 0.023202(.00256)*** 0.023483 (.00313) *** TAN 0.012049 (.0068)* 0.005291 (0.008) 0.030505 (.013)** (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) Mặc dù phân tích hồi quy OLS gộp thể hiện một số kết quả có ý nghĩa (1%) nhưng không giải thích được các vấn đề nội sinh phát sinh (endogeneity) bởi sự không đồng nhất không quan sát được (unobserved heterogeneity), sai số đo lường, sự đồng thời (simultaneity)… hơn nữa, các vấn đề nội sinh thường xuyên xảy ra đối với các phân tích trong lĩnh vực tài chính. Chúng ta nên tiến hành các phân tích khác để đưa ra các kết quả có nghĩa và khắc phục những nhược điểm của phân tích OLS. Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích dữ liệu bảng. Như đã trình bày ở phần trên, với nguồn 31 dữ liệu thu thập được, phân tích dữ liệu bảng cung cấp nhiều thông tin có ý nghĩa hơn và giúp kiểm soát các sự không đồng nhất không quan sát được (theo nghiên cứu của Baltagi, 2005). Mặt khác dữ liệu chéo lại không thể hiện được đăc trưng theo chuỗi thời gian đối với dữ liệu của từng doanh nghiệp (theo Driffield, 2007) nên phân tích dữ liệu bảng là phù hợp nhất. Hồi quy với dữ liệu bảng cũng giúp kiểm soát các biến số bất biến theo thời gian không quan sát được. Do vậy, hai mô hình cơ bản là phân tích tác động cố định và tác động ngẫu nhiên của dữ liệu bảng được sử dụng cho việc kiểm soát các tác động không quan sát được và các sai số thống kê do đo lường. Từ kết quả thể hiện qua bảng 3, ta thấy cả hai mô hình đều đưa ra tín hiệu tương quan dương giữa FO và ROA, với mức ý nghĩa thống kê là 1% REM và 10% đối với FEM. Để xem xét sự phù hợp giữa 2 mô hình, chúng tối tiến hành kiểm định Hausman, theo bảng kết quả, mô hình tác động cố định có ý nghĩa cao hơn. Qua đó chúng ta có thể kết luận rằng kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy: Tỷ lệ sở hữu nước ngoài tăng 1% sẽ làm cho ROA tăng 0.099. Điều này phù hợp với giả thiết đưa ra ban đầu, mặc dù điều kiện có nhiều khác biệt nhưng sở hữu nước ngoài ở Việt Nam cũng có tác động tích cực tới giá trị doanh nghiệp như các nghiên cứu trước đây ở một số nước trên thế giới. 32 Bảng 4b: Kết quả hồi quy mô hình 1 đối với nhóm công ty có FO <= 5% ROA (OLS) ROA (Random) ROA (fixed) C 0.11608 (***) 0.21937 (***) 0.05925 (*) FO 0.44983 (***) 0.29521 (**) 0.37678 (***) LEV -0.0724 (***) -0.05487 (***) -0.0841 (***) SIZE -0.0015 -0.01112 (***) 0.00433 INV 0.00001 0.00002 0.00002 LIQ 0.17108 (***) 0.1471 (***) 0.15466 (***) PRO 0.01587 (***) 0.02952 (***) 0.01369 (***) TAN 0.00975 0.00746 0.00672 (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) 33 Bảng 4c: Kết quả hồi quy mô hình 1 đối với nhóm công ty có FO > 5% ROA (OLS) ROA (Random) ROA (fixed) C 0.13558 (**) 0.24609 (***) 0.095 FO 0.00216 0.01661 0.14403 LEV -0.12602 (***) -0.11624 (***) -0.1247 (***) SIZE 0.00011 -0.00931 0.0035 INV 0.28145 (***) -0.00042 0.20596 (***) LIQ -0.0006 (*) 0.25076 (***) -0.00035 PRO 0.02713 (***) 0.01814 (***) 0.01002 (**) TAN 0.03395 (**) 0.01637 -0.0621 (**) (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) Từ kết quả của bảng 4b và 4c, ta thấy kết quả của 3 phương pháp đều cho tín hiệu tương quan dương giữa FO (FO <=5%) và ROA , trong đó mức ý nghĩa thống kê là 1% cho cả OLS và fixed effect, và 5% cho radom effect. Kiểm định hausman test cho kết quả fixed effect model có ý nghĩa cao hơn. Qua đó, chúng ta có thể kết luận rằng từ kết quả thực nghiệm cho thấy: tỷ lệ nước ngoài tăng 1% sẽ làm ROA tăng 0.37678. Trong khi đó đối với kết quả của trường hợp FO > 5% hệ số của FO và ROA không có ý nghĩa trong phân tích OLS và random effect model, hệ số giữa FO và ROA lại tương quan dương trong fixed effect với mức ý nghĩa 5%. Kết quả của kiểm định Hausman cũng cho thấy kết quả của fixed effect phù hợp và có ý nghĩa hơn. Kết quả của fixed effect model trong trường hợp này cho thấy rằng 1% tăng lên của FO làm cho ROA 34 tăng lên 0.14403. Kết quả của 2 trường hợp này cho thấy, sở hữu nước ngoài tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp dù nhà đầu tư nước ngoài đầu tư vào các doanh nghiệp Việt Nam với tỷ lệ thấp (5%). Tuy nhiên, hệ số của FO trong trường hợp nhỏ hơn 5% lớn hơn trong trường hợp lớn hơn 5%. Điều này cho thấy rằng tỷ lệ sở hữu nước ngoài nhỏ hơn hoặc bằng 5% sẽ làm ROA tăng nhiều hơn so với tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao hơn 5%. Cũng có thể nói rằng, tỷ lệ sở hữu nước ngoài nhỏ hơn hoặc bằng 5% làm giá trị doanh nghiệp ở Việt Nam tăng nhiều hơn so với những tỷ lệ cao hơn. Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp Việt Nam nên duy trì tỷ lệ sở hữu của các nhà đầu tư nước ngoài ở mức thấp để nâng cao giá trị doanh nghiệp hơn. 4.3.2. Mô hình cấu trúc vốn (Mô hình 2) Bảng 5a: Kết quả hồi quy mô hình 2 đối với toàn bộ các quan sát LEV (OLS) LEV (panel random effect) LEV (panel fixed effect) C 0.56 (.006) *** 0.538 (.0094) *** 0.515035 (.0087) *** FO -0.3753 (.0317) *** -0.291479 (.056) *** -0.1124 (.09713) PRO -0.0589 (.006) *** -0.028608 (.056) *** -0.022129 (.005) *** GRO -0.0001 (.0003) 0.000561 (.0002) *** 0.000647 (.0002)*** TAN -0.022 (.018) 0.05638 (.0193)*** 0.075946 (.0215) *** TAX 0.00087 (.0077) 0.001725 (.004) 0.002769 (.004) (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) 35 Để nghiên cứu tác động của sở hữu nước ngoài lên cấu trúc vốn, đầu tiên bài nghiên cứu sử dụng phương pháp Pooled OLS. Theo kết quả hồi quy, hệ số tương quan giữa FO và LEV là -0.3753 với mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, từ những hạn chế của phương pháp Pooled OLS, chúng tôi tiếp tục tiến hành kiểm định bằng 2 mô hình FEM và REM, kết quả vẫn là tương quan dương và với mức ý nghĩa 1% đối với cả hai trường hợp. Theo kết quả của Hausman test chúng tôi lựa chọn kết quả FEM, tức là khi tỷ lệ sở hữu nước ngoài tăng 1% sẽ làm cho tỷ lệ nợ trên tổng tài sản giảm 0.1124%. Điều này có thể thể hiện rằng, đối với các công ty niêm yết tại thị trường Việt Nam, nhà đầu tư nước ngoài lựa chọn các công ty có tiềm năng tăng trưởng cao, các nhà quản lí có xu hướng duy trì tỷ lệ lợi nhuận giữ lại để tiếp tục đầu tư hơn là sử dụng thêm nợ. Bảng 5b: Kết quả hồi quy mô hình 2 đối với nhóm công ty có FO <= 5% FO <= 5% LEV ( OLS) LEV (Random) LEV (Fixed) C 0.583712 (***) 0.553533 (***) 0.585602 (***) FO -1.26491 (***) -0.89397 (**) -1.35045 (***) PRO -0.06407 (***) -0.04185 (***) -0.06468 (***) GRO -0.00023 0.000523 (***) -0.00025 TAN -0.0606 (***) 0.033283 -0.06386 (***) TAX 0.000253 0.001381 0.000759 (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) 36 Bảng 5c: Kết quả hồi quy mô hình 2 đối với nhóm công ty có FO > 5% FO > 5% LEV ( OLS) LEV (Random) LEV (Fixed) C 0.512435 (***) 0.490581 (***) 0.514882 (***) FO -0.309286 (***) -0.242527 (***) -0.313416 (***) PRO -0.046858 (***) -0.020892 (***) -0.046785 (***) GRO 0.00371 0.002633 (*) 0.003366 TAN 0.075491 (**) 0.120196 (***) 0.070334 (**) TAX 0.044811 0.011215 0.042018 (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Nguồn: tổng hợp từ kết quả hồi quy) Từ kết quả của 2 bảng trên cho thấy hệ số thể hiện mối quan hệ của LEV và FO trong 2 trường hợp đều cho kết quả tương quan âm và mức ý nghĩa khá cao 1% và 5%. Cụ thể là với trường hợp FO <=5%, hệ số này có mức ý nghĩa 1% cho OLS và fixed effect model và 5% cho random. Trong khi đó, kết quả của trường hợp FO >5% có ý nghĩa 1% cho cả OLS, random effect model và fixed effect model. Kết quả của kiểm định Hausman cho cả 2 trường hợp cũng cho thấy kết quả của fixed effect phù hợp và có ý nghĩa hơn. Kết quả này cho thấy với FO <=5%, FO tăng 1% làm tỷ lệ đòn bẩy tài chính giảm 1.35044. Với tỷ lệ FO > 5%, 1% tăng trong FO làm tỷ lệ đòn bẩy giảm 0.31341. Qua kết quả trên, ta thấy rằng tỷ lệ sở hữu nước ngoài thấp tác động làm giảm tỷ lệ nợ trong đòn bẩy tài chính của các doanh nghiệp nhiều hơn so với tỷ lệ sở hữu cao. 37 4.3.3. Tính đồng thời của sở hữu nước ngoài, tỉ lệ đòn bẩy và giá trị doanh nghiệp Trong mô hình thống kê, sự tương quan giữa các biến hay các tham số rất dễ xảy ra, theo bảng hệ số tương quan (bảng 3), chúng ta thấy hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình đang xem xét là không cao. Bên cạnh đó, mô hình tác động cố định cũng giúp giải quyết vấn đề nội sinh gây ra bởi sai số đo lường và các tác động không quan sát được. Tuy nhiên, trong mối quan hệ giữa sở hữu nước ngoài, cấu trúc vốn và hiệu quả doanh nghiệp, chúng ta cần quan tâm đến một vấn đề nội sinh, đó là tính đồng thời. Cụ thể hơn, đó là tính đồng thời trong cấu trúc sở hữu và giá trị doanh nghiệp. Ví dụ, các nhà đầu tư sẽ có xu hương thích đầu tư vào các công ty có hiệu quả hoạt động cao hơn – giá trị công ty tác động lên cấu trúc vốn, đồng thời cấu trúc sở hữu cũng tác động đến đòn bẩy của công ty hay giá trị công ty cũng ảnh hưởng đến cấu trúc sở hữu. Do đó, việc nắm bắt và kiểm soát các mối quan hệ đa chiều giữa FO, FV và CS là cần thiết, chúng ta nên tiến hành thêm một kiểm định để tăng ý nghĩa và mức độ thuyết phục của kết quả được nêu ra ở phần trên. Dựa trên bài nghiên cứu của Ruan, Tian, Shiguang Ma (2011), chúng tôi sử dụng phương pháp 3-stage least-square để làm giảm bớt ảnh hưởng của tính đồng thời: ROA = f (FO, LEV, SIZE, INV, TAN) (3.1) LEV = g (FO, ROA, TAN, GRO, TAX) (3.2) FO = h (ROA, LEV, TAN, PRO, LIQ) (3.3) Việc lựa chọn các biến dựa trên các nghiên cứu gần đây về quản trị doanh nghiệp của (Claessens & Djankov năm 1999; Firth và cộng sự, 2006; Hovey& cộng sự 2003; Huang & Song 2006). Tuy nhiên với mục đích chính là kiểm định lại mối tương quan tích cực và tiêu cực giữa các biến FO, ROA, LEV nên để đơn giản hóa, chúng ta sử dụng các biến kiểm soát của mô hình 1 và mô hình 2. 38 Bảng 6: Kết quả hồi quy 3-stage least-square (bỏ qua tính đồng thời) ROA LEV FO C 0.0184936 (.0269) *** 0.692459 (.006695)*** 0.108477 (.007098) *** FO 0.154789 (.0128)*** -0.420036 (.03) *** LEV -0.216514 (.00647)*** -0.121676 (.00939) *** SIZE 0.001133(0.0024) INV -7.00E-06 (4.95E-05) TAN -0.006756 (.007) -0.025976 (.018) -0.012355 (.00997) ROA -1.417131 (.03959) *** 0.295667 (.0245)*** GRO -8.92E-05 (.000325) TAX -0.000159 (0.006887) PRO 0.000653 (.0032) LIQ 0.03851 (.0198) (*) mức ý nghĩa 10% (**) mức ý nghĩa 5% (***) mức ý nghĩa 1% (Tổng hợp từ kết quả hồi quy) Kết quả hồi quy thể hiện trong bảng 6 một lần nữa giúp khẳng định mối tương quan giữa các biến là tương đồng với kết luận trong phần 4. Hệ số tương quan giữu ROA và FO là 0.1547 với mức ý nghĩa 1% (so với mô hình tác động cố định là 0.099) và hệ số tương quan giữa LEV và FO là - 0.42 (so với mô hình tác động cố định là -1.35 với nhóm công ty có FO 5%. Chúng ta có thêm một kiểm định giúp xác định mối tương quan dương giữa sở hữu nước ngoài với giá trị doanh nghiệp và tương quan âm với tỉ lệ đòn bẩy tài chính. Điều này thể hiện rằng cần những nghiên cứu có mẫu quan sát lớn hơn và các mô hình ước lượng chính xác hơn để có thể đưa ra chứng bằng chứng thực sự đáng tin cậy để các các nhà đầu tư, quản trị có thể đưa ra quyết định tài chính hiệu quả. 39 5. Kết luận Bài nghiên cứu là một trong những bài viết đầu tiên nghiên cứu về ảnh hưởng của sở hữu nước ngoài đến giá trị doanh nghiệp và tỉ lệ đòn bẩy tài chính trong cấu trúc vốn của các công ty cổ phần tại Việt Nam niêm yết trên cả 2 sàn HOSE và HNX. Kết quả nghiên cứu tại thị trường Việt Nam cũng có nhiều điểm tương đồng với các nghiên cứu trước đây tại các nước đang phát triển, như một số nước trong khu vực Đông Nam Á: Malaysia, Indonesia… Với số lượng quan sát tương đối lớn cùng các kết quả kiểm định với mức ý nghĩa cao, bài nghiên cứu cho thấy được tác động tích của của sở hữu nước ngoài đối với giá trị doanh nghiệp và tác động tiêu cực đối với tỉ lệ đòn bẩy tài chính. Bên cạnh đó, bằng việc tiến hành phân tích hồi quy riêng đối với hai nhóm quan sát có tỉ lệ sở hữu nước ngoài lớn hơn 5% và nhỏ hơn 5%, bài nghiên cứu cung cấp thêm các thông tin phản ánh tình hình thực tế. Tại Việt Nam, các công ty có tỉ lệ sở hữu nước ngoài nhỏ hơn 5% chiếm đa số (chiếm gần 70% các quan sát trong bài nghiên cứu), kết quả thực nghiệm cho thấy rằng các công ty có tỉ lệ sở hữu nước ngoài nhỏ hơn thì sở hữu nước ngoài có tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp nhiều hơn và tác động đến tỉ lệ nợ trong cấu trúc vốn cũng đáng kể hơn (hệ số tương quan trong cả 2 mô hình đối với nhóm quan sát có FO <= 5% đều có giá trị tuyệt đối lớn hơn). Từ kết quả thực nghiệm đó, về khía cạnh thực tiễn bài nghiên cứu kì vọng sẽ giúp các nhà kinh tế, các đầu tư và các nhà quản trị tài chính của doanh nghiệp có được những đánh giá phù hợp về ảnh hưởng của vấn đề sở hữu nước ngoài đối với thị trường Việt Nam, nghiên cứu sau hơn về vấn đề này, nâng cao hiệu quả đầu tư và đưa ra được các quyết định tài chính phù hợp với tình hình thực tiễn tại doanh nghiệp. Xét về quan điểm lí thuyết, với bằng chứng thực nghiệm tại một thị trường mới nổi như Việt Nam, bài nghiên cứu cung cấp một cái nhìn sâu sắc hơn về mối quan hệ phức tạp giữa sở hữu nước ngoài, cấu trúc vốn và giá trị doanh nghiệp. 40 Bên cạnh những đóng góp nêu trên, để vấn đề nghiên cứu có ý nghĩa thực tiễn và thuyết phục hơn, có thể sử dụng các phương pháp khác để đo lường giá trị doanh nghiệp như phương pháp DEA () hay sử dụng các biến số khác ngoài ROA như ROE, ROS, Tobin’s Q … Tỉ lệ nợ trong cấu trúc vốn có thể xem xét cụ thể hơn thông qua giá trị thị trường, tỉ lệ nợ ngắn hạn, dài hạn … Ngoài ra, mặc dù các kiểm định hồi quy đều đưa ra kết quả về mối tương quan của sở hữu nước ngoài với 2 yếu tố còn lại là đồng nhất nhưng hệ số tương quan vẫn còn chênh lệch, chính vì thế có thể mở rộng nghiên cứu với dữ liệu bao gồm nhiều công ty hơn, trong một thời kì dài hơn. 41 TÀI LIỆU THAM KHẢO Abbas S., R. Rahman, S. Mahenthiran (2009) Ultimate Ownership and Performance of Islamic Financial Institutions in Malaysia. Banking & Insurance eJournal 04/2009. Arnold J. M. and B. S. Javorcik (2009) Gifted Kids or Pushy Parents? Foreign Direct Investment and Plant Productivity in Indonesia. SSRN eLibrary. Baek et al (2004) Corporate Governance and Firm Value: Evidence from the Korean Financial Crisis. Journal of Financial Economics, 265–313 Brounen D., D. Jong, K. Koedijk (2006). Capital structure policies in Europe: Survey evidence. Journal of Banking & Finance, 30, 1409-1442. Chaghadari M. F. (2011) Corporate Governance and Firm Performance. International Conference on Sociality and Economics Development IPEDR vol.10 Chibber, P. K. and S. K. Majumdar (1998) State as Investor and State as Owner: Consequences for Firm Performance in India. Economic Development and Cultural Change 46, no.3, 561-580. Chibber, P. K. and S. K. Majumdar [1999], Foreign Ownership and Protability: Property Rights, Control, and the Performance of Firms in Indian Industry. The Journal of Law and Economics XLII, 209-238. CHO (1998) Ownership structure, investment, and the corporate value: An empirical analysis. Journal of Financial Economics, 47, 103-121 Chương 16: Các mô hình hồi quy dữ liệu bảng. Kinh tế lượng cơ sở - 3rd ed. Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright. Douma, S., R. George, and R. Kabir (2002). Foreign and domestic ownership, business groups and firm performance: Evidence from a large emerging market. Titenburg University Working Paper. Driffield N., Mahambare (2007). How does ownership structure affect capital structure and firm value? Recent evidence from East Asia Economics of Transition. Erik B. và J.Krishnakumar (2007) Measurement errors and simultaneity. The Econometrics Of Panel Data. 42 Frank, M. Z. & Goyal (2009) Capital Structure Decisions: Which Factors are Reliably Important? Financial Management Association International, vol. 38(1). Gurbuz, A.O & Aybars A. (2010) The impact of foreign ownership on Firm Performance, evidence from an : Emerging market: Turkey. American Journal of Economics & Business Administration, 2, 350-359. Gurcharan, S. (2010) A Review of Optimal Capital Structure Determinant of Selected ASEAN Countries. International Research Journal of Finance and Economics. Gurunlu,Gursoy (2010) The Influence of Foreign Ownership on Capital Structure of Non-Financial Firms: Evidence from Istanbul Stock Exchange. IUP Journal of Corporate Governance, 9, 21-29. Himmelberg, C. P., Hubbard, R. G. & Palia (1999). Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance. Journal of Financial Economics, 53, 353-384. Hoshi, T., Kashyap, A. & Scharfstein, D.(1991) Corporate structure, liquidity, and investment: Evidence from Japanese industrial groups. The Quarterly Journal of Economics, 106, 33-60. Huang, B.-Y., Lin, C.-M. & Huang, C.-M. (2011). The influences of ownership structure:evidence from China. The Journal of Developing Areas, 45, 209-227. Jiraporn, P. & Liu, Y. (2008) Capital Structure, Staggered Boards, and Firm Value. Financial Analysts Journal, 64, 49-60. Kaplan, S. N. & Zingales, L. (1995) Do financing constraints explain why investment is correlated with cash flow? National Bureau of Economic Research Kayo, E. K. & Kimura, H. (2011) Hierarchical determinants of capital structure. Journal of Banking & Finance, 35, 358-371 King, M. R. & Santor, E. (2008.) Family values: Ownership structure, performance and capital structure of Canadian firms. Journal of Banking & Finance, 32, 2423- 2432. 43 Konijn, S. J. J., Kräussl, R. & Lucas, A. 2011. Blockholder dispersion and firm value. Journal of Corporate Finance, 17, 1330-1339 Kumar J. (2003) Does Ownership Structure Influence Firm Value? Evidence from India. The Journal of Entrepreneurial Finance and Business Ventures, Vol. 9, No. 2, pp. 61 –93, October 2004 . Kurt S. Unversit at Basel (2012). Panel Data: Fixed and Random Effects. Short Guides to Microeconometrics Kwangwoo P. (2001) “Foreign ownership and firm value in Japan”. SSRN eLibrary. Le. T. T. V, Phung D. N (2013) Foreign Ownership, Capital Structure and Firm Value: Empirical evidence from Vietnamese listed firms. SSRN eLibrary Lee S. (2008) Ownership Structure and Financial Performance: Evidence from Panel Data of South Korea. Forthcoming in Corporate Ownership & Control , 6(2), Winter 2008. Li et al (2009) Ownership, institutions, and capital structure: Evidence from China. Journal of Comparative Economics 37 (2009) 471–490 Margaritits và Psillaki (2010) Capital structure, equity ownership and firm performance. SSRN eLibrary (Accepted Paper) Megginson, W.L., and J. Netter (2001) “From State to Market: A Survey of Empirical Studies on Privatization.” Journal of Economic Literature, 39 (2001), 321-389. Mishra, A.V. (2012) Foreign ownership in Australian firms. Australian Conference of Economists - Victoria University. Nigel, D. & Sarmistha, P. (2007) How Does Ownership Structure Affect Capital Structure and Firm Value? Recent Evidence from East Asia. Centre for Economic Development and Institutions (CEDI), Brunel University. Olga B. (2009) Foreign Ownership And Firm Performance: A Closer Lookat Offshore- Owned Companies In Ukraine. Kyiv School of Economics 44 Park, Y. S. (2004) Assessing The Impact Of Corporate Governance On Productivity And Growth In Korea. In E. T . Gonzale z (ed.) Impact of Corporate Governance on Productivity :Asian Experience. Asian Productivity Organization. Patibandla M. (2002). Equity pattern, corporate governance and performance: A study of Indian corporate sector. Copenhagen Business School, Working Paper. Randøy T., S. Thomsen, L. Oxelheim (2006) “A Nordic perspective on corporate board diversity”. SSRN eLibrary Robert D. Coleman, PhD (2006) What Is Ecomometric Simultaneity? Ruan W., G. Tian, S. Ma (2011). Managerial Ownership, Capital Structure and Fir Value: Evidence from China’s Civilian-run Firms. Volume 5 Issue 3 Australasian Accounting Business and Finance Journal. S. Ghon Rhee J. Wang (2009). Foreign institutional ownership and stock market liquidity: Evidence from Indonesia. SSRN eLibrary Saleh N., M. Rahman, M. Hassan (2007). Ownership structure and intellectual capital performance in Malaysia. SSRN eLibrary (Accepted Paper ) Salim D. (2011) Board Diversity and Firm Performance The Indonesian Evidence Sarkar, J. and S. Sarkar (1999). The Governance of Indian Corporates. India Development Report Oxford University Press, 201-218 Sarkar, J. and S. Sarkar (2000). Large Shareholder Activism in Corporate Governance in Developing Countries: Evidence From India. International Review of Finance 1,no.3, 161-194. Saul E., J. Hanousek, J. Svejnar (2008) “The Effects of Privatization and Ownership in Transition Economies” Sepideh K. (2011) Performance, Capital Structure and Foreign Ownership Structure: A study of UK Multinationals in BRICs. Brunel Business School – Doctoral Symposium 28th & 29th March 2011. 45 Tian, G. G. & Zeitun, R. (2007). Capital Structure and Corporate Performance: Evidence from Jordan. Australasian Accounting Business & Finance Journal, 1, 16-23,25,28-30,32,34-37. Titman, S. & Wessels, R. (1988). The Determinants of Capital Structure Choice. The Journal of Finance, 43, 1-19 Vo, X. V. (2011). Foreign Ownership in Vietnam Stock Market - An Empirical Analysis. SSRN eLibrary Wei Z., F. Xie, S. Zhang (2004). Ownership Structure and Firm Value in China’s Privatized Firms: 1991-2001. Accepted Paper ssrn.com Wiwattanakantang, Y. (1999). An empirical study on the determinants of the capital structure of Thai firms. Pacific-Basin Finance Journal, 7, 371-403. Zou, H. & Xiao, J. Z. (2006). The financing behaviour of listed Chinese firms. The British Accounting Review, 38, 239-258. .