Một trong những ƣu điểm của mô hình ảnh hƣởng cố định (fixed effect model -FEM) là giảm đƣợc một phần nào đó phƣơng sai thay đổi, hiện tƣợng nội sinh và tự
tƣơng quan. Ngoài ra, mô hình ảnh hƣởng cố định (FEM) cho phép có mối tƣơng
quan giữa các ảnh hƣởng không quan sát đƣợc với biến độc lập, trong khi đó mô
hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên (random effects model -REM) yêu cầu không đƣợc có
mối tƣơng quan này. Thông thƣờng, chúng ta nên giả định rằng các ảnh hƣởng
không quan sát đƣợc thì có tƣơng quan với các biến giải thích. Cách tiếp cận này thì
an toàn hơn và dƣờng nhƣ là một phƣơng pháp phù hợp để kiểm định mối quan hệ
giữa quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản
93 trang |
Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 2367 | Lượt tải: 4
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề tài Quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản: Bằng chứng từ thị trường chứng khoán Trung Quốc, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
hệ số ƣớc lƣợng của CGI là 0.14 (t = 2.18) khi tất cả các biến kiểm
soát đều đƣợc đƣa vào phƣơng trình. Điều này có nghĩa là trung bình cứ 1% tăng
của chỉ số CGI (tổng là 100%), tỷ số turnover tính theo tháng (hoặc theo năm) của
công ty sẽ tăng 0.14% một tháng (1.68% một năm) trong năm tiếp theo. Từ kết quả
này có thể thấy quản trị công ty đại chúng có ảnh hƣởng đáng kể đến tính thanh
khoản của công ty, nguyên nhân chính là do chất lƣợng quản trị công ty đại chúng
tốt hơn sẽ làm giảm bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và cổ đông, cũng nhƣ
giữa cổ đông nội bộ và nhà đầu tƣ, từ đó tăng cƣờng lòng tin của nhà đầu tƣ, kết
quả là tăng tính thanh khoản cổ phiếu của công ty. Phát hiện này của chúng tôi có ý
nghĩa đối với các nhà quản lý thị trƣờng trong việc thúc đẩy cải cách quản trị công
ty một cách chủ động, qua đó gián tiếp cải thiện đƣợc tính thanh khoản của thị
trƣờng chứng khoán.
Phù hợp với các tài liệu nghiên cứu hiện có, quy mô công ty (SIZE) và độ lệch
chuẩn tỷ suất sinh lợi (VOL) có mối tƣơng quan dƣơng với tính thanh khoản (Ke
Tang và Changyun Wang, 2011; Amihud và Mendelson, 1986), tỷ số giá trị sổ sách
trên giá thị trƣờng (BM) và đòn bẩy tài chính (LEVERAGE) có mối tƣơng quan âm
với tính thanh khoản (Ke Tang và Changyun Wang, 2011; Perotti và Thadden,
2003; Land và Lundholm, 1999). Tuy nhiên, hệ số hồi quy của đòn bẩy thì không
có ý nghĩa thống kê. Do đó có thể không có mối tƣơng quan đáng kể giữa hai biến
này ở thị trƣờng Việt Nam.
4.3.2. Kết quả mô hình ảnh hƣởng cố định kiểm định (FEM) mối quan
hệ giữa tỷ số AMIHUD và chỉ số CGI
Bảng 4.4b Mối tƣơng quan giữa tỷ số AMIHUD và CGI
46
AMIHUD
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Hệ số chặn
64.1777
**
(2.15)
134.9672
***
(7.64)
134.6331
***
(7.50)
142.7486
***
(8.98)
CGI
-98.9961
**
(-2.00)
-100.5268
**
(-1.99)
-100.8581
**
(-1.97)
-103.9280
**
(-2.09)
VOL
0.4897
**
(2.07)
0.4067
**
(2.32)
0.4098
**
(2.31)
0.3401
*
(1.80)
SIZE
-4.7671
***
(-4.16)
-4.7585
***
(-4.03)
-5.5916
***
(-4.00)
BM
0.3514
(0.27)
0.059
(0.047)
LEVERAGE
15.2695
*
(1.80)
Adjusted R
2
0.0963 0.1001 0.0925 0.0916
Số quan sát 160 160 160 160
Số trong ngoặc là z-statistic tính dựa trên sai số có hiệu chỉnh theo phương sai thay
đổi White. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Khi hồi quy tỷ số Amihud (đại diện cho tính thiếu thanh khoản) theo chỉ số CGI, hệ
số ƣớc lƣợng cho CGI là -27.004 (t= -2.63) khi tất cả các biến kiểm soát đƣợc đƣa
vào mô hình. Hệ số này cho thấy tính trung bình, chỉ số quản trị tăng 1% thì độ biến
động của giá chứng khoán trên một đơn vị khối lƣợng giao dịch tính bằng VND sẽ
giảm đƣợc 27%. Một thị trƣờng thanh khoản tốt là thị trƣờng mà các dòng đặt lệnh
và khối lƣợng giao dịch không ảnh hƣởng đến giá chứng khoán. Do đó, kết quả này
một lần nữa cho thấy rằng chỉ số quản trị công ty có tác động tích cực đến tính
thanh khoản của cổ phiếu nói riêng và thị trƣờng chứng khoán nói chung. Trên cơ
sở mối quan hệ này, các công ty cần chú trọng đến chất lƣợng quản trị công ty, nâng
cao hiệu quả của hội đồng quản trị cũng nhƣ tăng cƣờng công khai và minh bạch
thông tin, qua đó làm giảm phản ứng của giá chứng khoán theo khối lƣợng giao
dịch, tăng tính thanh khoản của cổ phiếu công ty.
47
Kết quả mối tƣơng quan giữa các biến kiểm soát quy mô công ty (SIZE), tỷ số giá
trị sổ sách trên giá thị trƣờng (BM) và đòn bẩy tài chính (LEVERAGE) và tính
thanh khoản vẫn đúng trong mô hình hồi quy tỷ số AMIHUD đại diện cho tính thiếu
thanh khoản và chỉ số quản trị công ty đại chúng. Tuy nhiên, hệ số ƣớc lƣợng của
BM không có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi quy của biến VOL cung cấp một dấu hiệu
sai (ngƣợc dấu và không có ý nghĩa thống kê) về mối tƣơng quan giữa biến động tỷ
suất sinh lợi và tính thanh khoản khi tỷ số AMIHUD đóng vai trò là biến phụ thuộc
trong phƣơng trình.
Tóm lại, kết quả trong Bảng 4a và 4b là phù hợp với các tài liệu hiện có rằng công
ty đƣợc quản trị tốt hơn thì đi kèm với minh bạch tài chính và hoạt động cao hơn,
bất cân xứng thông tin thấp hơn, dẫn đến tính thanh khoản cổ phiếu cao hơn (Ke
Tang và Changyun Wang, 2011; Chung và cộng sự, 2010; Chen và cộng sự, 2007;
Brockman và Chung, 2003; Bhattacharye và Daouk, 2002; Botosan; 1997).
4.4. Kết quả kiểm định mô hình
4.4.1. Kết quả mô hình ảnh hƣởng cố định (FEM) kiểm định mối quan
hệ giữa hai chỉ số phụ của quản trị công ty và tính thanh khoản
4.4.1.1. Kết quả hồi quy mối tƣơng quan giữa BOARD với
TURNOVER và AMIHUD
Bảng 4.5a Mối tƣơng quan giữa tỷ số TURNOVER và BOARD
TURNOVER
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Hệ số chặn 0.2778***
(6.72)
-0.9568
***
(-16.77)
-0.8133
***
(-6.22)
-0.8293
***
(-6.30)
BOARD 0.09207
*
(1.91)
0.0797
**
(2.44)
0.0826
**
(2.06)
0.0843
**
(2.10)
VOL 0.037
***
(24.79)
0.0384
***
(115.34)
0.0376
***
(78.34)
0.0378
***
(74.34)
SIZE 0.084
***
(29.24)
0.08209
***
(9.33)
0.0841
***
(9.36)
48
BM -0.0891
***
(-12.95)
-0.0882
***
(-1276)
LEVERAGE -0.0387
(-1.07)
R
2
hiệu chỉnh 0.9647 0.9734 0.9891 0.9892
Số quan sát 160 160 160 160
Số trong ngoặc là z-statistic tính dựa trên sai số có hiệu chỉnh theo phương sai thay
đổi White. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Dựa vào kết quả hồi quy có thể thấy hệ số hồi quy của BOARD đối với tỷ số
TURNOVER là dƣơng và có ý nghĩa lớn hơn 10% ở hầu hết các mô hình. Khi đƣa
tất cả các biến kiểm soát vào mô hình, hệ số hồi quy của BOARD là 0.0843, có
nghĩa là tính trung bình, nếu chỉ số BOARD tăng 1%, tỷ số TURNOVER tính theo
tháng (hoặc theo năm) của công ty sẽ tăng 0.0843% một tháng (1.0116% một năm)
trong năm tiếp theo.
Bảng 4.5b Mối tƣơng quan giữa tỷ số AMIHUD và BOARD
AMIHUD
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Hệ số chặn 38.6223**
(2.06)
92.884
***
(10.87)
94.0065
***
(10.36)
98.4905
***
(9.36)
BOARD -61.2789
*
(-1.86)
-60.7339
*
(-1.79)
-60.7111
*
(-1.79)
-61.1986
*
(-1.83)
VOL 0.4015
**
(2.54)
0.3370
***
(2.72)
0.3309
***
(2.79)
0.2804
*
(1.93)
SIZE -3.7266
**
(-2.04)
-3.7477
**
(-2.08)
-4.3239
*
(1.91)
BM -0.6969
(-0.54)
-0.928
(-0.7)
LEVERAGE 10.8563
(0.96)
R
2
hiệu chỉnh 0.0932 0.0925 0.0851 0.0808
Số quan sát 160 160 160 160
49
Số trong ngoặc là z-statistic tính dựa trên sai số có hiệu chỉnh theo phương sai thay
đổi White. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Dựa vào kết quả hồi quy có thể thấy hệ số hồi quy của BOARD đối với tỷ số
AMIHUD là âm và có ý nghĩa lớn hơn 10% ở tất cả các mô hình, khi đƣa tất cả các
biến kiểm soát vào mô hình, hệ số hồi quy của BOARD là -61.2, có nghĩa là nếu chỉ
số BOARD tăng lên 1% thì độ biến động giá cổ phiếu trên một đơn vị khối lƣợng
giao dịch tính bằng VND sẽ giảm 61%, đây là một tín hiệu tốt đối với tính thanh
khoản của cổ phiếu, khi giá chứng khoán chịu ảnh hƣởng rất thấp bởi các dòng giao
dịch và đặt lệnh.
Từ hai kết quả trên có thể kết luận cấu trúc thành viên HĐQT có ảnh hƣởng lên tính
thanh khoản của cổ phiếu. Cụ thể, khi cơ cấu HĐQT đáp ứng đƣợc càng nhiều các
tiêu chuẩn quản trị công ty nhƣ tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, quy mô HĐQT,
tách biệt chủ tịch HĐQT và CEO…, số điểm BOARD càng lớn thì tỷ số AMIHUD
càng nhỏ, tỷ số TURNOVER càng lớn, và tính thanh khoản của cổ phiếu tăng lên.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ajinkya và cộng sự năm 2005,“The
Governance Role of Institutional Investors and Outsider Directors on the Properties
of Management Earnings Forecasts”. HĐQT đƣợc cổ đông ủy thác nhiệm vụ giám
sát hoạt động quản lý và bảo vệ quyền lợi cổ đông. Vì các khoản lời/lỗ sẽ bị giới
hạn bởi tỷ lệ sở hữu khá thấp, nên các thành viên HĐQT độc lập sẽ có động lực lớn
hơn trong việc giám sát các hành động một cách cẩn thận, so với các thành viên
HĐQT khác. Thành viên HĐQT độc lập có thể ảnh hƣởng đến quyết định công bố
thông tin bằng việc lựa chọn hoặc miễn nhiệm CEO cũng nhƣ giám sát của các
CEO khi họ đã đƣợc lựa chọn. Các nghiên cứu cũng cho thấy rằng các công ty với
tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập cao hơn thì ít có khả năng bị gian lận báo cáo tài
chính.
4.4.1.2. Kết quả hồi quy mối tƣơng quan giữa OWNERSHIP với
AMIHUD và TURNOVER
Bảng 4.6a Mối tƣơng quan giữa tỷ số TURNOVER và OWNERSHIP
50
TURNOVER
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Hệ số chặn 0.3934***
(16.44)
-0.8723
***
(-20.55)
-0.8452
***
(-6.17)
-0.0854
***
(-3.01)
OWNERSHIP -0.1172
*
(-2.97)
-0.0516
(-1.63)
0.0874
*
(1.70)
0.0837
*
(1.92)
VOL 0.0369
***
(26.39)
0.0383
***
(137.50)
0.0375
***
(77.99)
0.0377
***
(63.50)
SIZE
0.0841
***
(26.57)
0.0318
***
(9.50)
0.0862
***
(4.62)
BM
-0.0874
***
(-12.94)
-0.0907
***
(-22.62)
LEVERAGE
-0.0306
**
(-1.19)
R
2
hiệu chỉnh 0.9647 0.9731 0.9890 0.9890
Số quan sát 160 160 160 160
Số trong ngoặc là z-statistic tính dựa trên sai số có hiệu chỉnh theo phương sai thay
đổi White. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của OWNERSHIP đối với tỷ số
TURNOVER là dƣơng và có ý nghĩa lớn hơn 10% ở hầu hết các mô hình. Khi tất cả
biến kiểm soát đƣợc đƣa vào mô hình, hệ số hồi quy của chỉ số OWNERSHIP là
0.0837, có nghĩa là nếu chỉ số OWNERSHIP tăng lên 1% thì tỷ số TURNOVER
tính theo tháng (hoặc theo năm) sẽ tăng 0.0837% một tháng (hoặc 1.0044% một
năm).
Bảng 4.6b Mối tƣơng quan giữa tỷ số AMIHUD và OWNERSHIP
AMIHUD
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4
Hệ số chặn 25.5117***
(3.92)
106.1978
***
(8.65)
105.9938
***
(8.43)
107.6417
***
(6.92)
OWNERSHIP -45.2448
***
-49.4245
***
-50.4714
***
-49.793
***
51
(-2.94) (-3.31) (-3.27) (-2.99)
VOL 0.4782
**
(2.37)
0.3853
***
(2.89)
0.3911
***
(2.95)
0.3651
***
(2.06)
SIZE
-5.3605
***
(-4.33)
-5.3653
***
(-4.26)
-5.6512
***
(-3.02)
BM
0.6892
(0.45)
0.5491
(0.34)
LEVERAGE
5.6542
(0.42)
R
2
hiệu chỉnh 0.0348 0.0409 0.033 0.0255
Số quan sát 160 160 160 160
Số trong ngoặc là z-statistic tính dựa trên sai số có hiệu chỉnh theo phương sai thay
đổi White. *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của OWNERSHIP đối với tỷ số AMIHUD
là âm và có ý nghĩa lớn hơn 1% ở tất cả các mô hình. Khi tất cả biến kiểm soát đƣợc
đƣa vào mô hình, hệ số hồi quy của chỉ số OWNERSHIP là -49.8, có nghĩa là nếu
chỉ số OWNERSHIP tăng 1%, tức chất lƣợng quản trị công ty đại chúng nếu chỉ xét
trên khía cạnh cấu trúc sở hữu tăng lên, thì tỷ số AMIHUD giảm 49.8%, tức độ biến
động giá cổ phiếu trên một đơn vị khối lƣợng giao dịch tính bằng VND sẽ giảm
49.8 %
Từ hai kết quả hồi quy mối quan hệ giữa chỉ số OWNERSHIP và hai tỷ số
TURNOVER và AMIHUD, có thể thấy cấu trúc sở hữu cũng có ảnh hƣởng lên tính
thanh khoản của cổ phiếu. Dựa vào kết quả này, một công ty có thể tăng chỉ số quản
trị công ty, từ đó cải thiện tính thanh khoản, bằng một trong những cách sau: thoát
khỏi sự nắm giữ của cổ đông kiểm soát là nhà nƣớc, tăng tỷ lệ cổ phần của nhà đầu
tƣ tổ chức, HĐQT và BGĐ nắm giữ số lƣợng cổ phiếu lớn hơn…
Kết quả hồi quy hai chỉ số phụ cấu trúc thành viên HĐQT và cấu trúc sở hữu cho
thấy cả hai chỉ số này đều có tƣơng quan với tính thanh khoản của cổ phiếu. Trong
đó, chỉ số phụ về cấu trúc thành viên HĐQT có tác động mạnh hơn lên tính thanh
khoản (so sánh hệ số hồi quy mối tƣơng quan giữa tỷ số TURNOVER với 2 chỉ số
52
phụ OWNERSHIP và BOARD). Từ kết quả này có thể đƣa ra gợi ý cho doanh
nghiệp Việt Nam về việc làm thế nào để cải thiện tốt chất lƣợng quản trị công ty, đó
là cần nhấn mạnh vào cấu trúc thành viên HĐQT, đáp ứng tốt các tiêu chuẩn về
thành viên HĐQT đề ra theo quy định của UBCK cũng nhƣ một số chuẩn mực khác
trên thế giới. Kết quả kiểm định này một lần nữa ủng hộ kết quả hồi quy mối quan
hệ giữa chỉ số CGI và 2 tỷ số AMIHUD, TURNOVER đo lƣờng tính thanh khoản
của cổ phiếu.
4.4.2. Kết quả kiểm định F-test (Redundant Fixed Effect)
Kết quả kiểm định F-test cho phƣơng trình hồi quy có biến phụ thuộc là tỷ số
Turnover đại diện cho tính thanh khoản và chỉ số quản trị công ty đại chúng CGI
(đã bao gồm các biến kiểm soát) đƣợc trình bày trong Bảng 4.6
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định F-test với TURNOVER là biến phụ thuộc
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: TURN_CGI4
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 1.780645 (39,115) 0.0098
Cross-section Chi-square 75.587216 39 0.0004
Cross-section fixed effects test equation:
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:30
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.022592 0.037069 -0.609474 0.5431
CGI(-1) 0.056655 0.025490 2.222662 0.0277
VOL 0.037091 0.000450 82.50008 0.0000
SIZE(-1) 0.029520 0.002480 11.90306 0.0000
BM -0.088123 0.003256 -27.06262 0.0000
53
LEVERAGE(-1) -0.030895 0.014294 -2.161349 0.0322
R-squared 0.982801 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.982243 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.034041 Akaike info criterion -3.885703
Sum squared resid 0.178457 Schwarz criterion -3.770384
Log likelihood 316.8562 Hannan-Quinn criter. -3.838875
F-statistic 1760.026 Durbin-Watson stat 1.542453
Prob(F-statistic) 0.000000
Kết quả trong Bảng 4.6 bác bỏ giả thiết H0 (F-statistic = 1.78, Chi-sq Statistic =
75.59), tức là có ít nhất một biến giả ảnh hƣởng cố định khác 0. Do đó Mô hình ảnh
hƣởng cố định hiệu quả hơn Panel OLS.
4.4.3. Kiểm định Hausman (Correlated Random Effects)
Kết quả kiểm định Hausman cho phƣơng trình hồi quy có biến phụ thuộc là tỷ số
Turnover đại diện cho tính thanh khoản và chỉ số quản trị công ty đại chúng CGI
(đã bao gồm các biến kiểm soát) đƣợc trình bày trong Bảng 4.7
Bảng 4.7 Kết quả kiểm định Hausman với TURNVOVER là biến phụ thuộc
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: TURN_CGI4
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 46.310307 5 0.0000
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
CGI(-1) 0.142455 0.056655 0.003596 0.1525
VOL 0.037719 0.037091 0.000000 0.0331
SIZE(-1) 0.085881 0.029520 0.000076 0.0000
BM -0.089598 -0.088123 0.000039 0.8137
LEVERAGE(-1) -0.044742 -0.030895 0.001145 0.6824
Kết quả trong Bảng 4.7 bác bỏ giả thiết H0 (Chi-Sq Statistic = 46.31) tức mô hình
54
REM không hiệu quả (tức là các ảnh hƣởng không quan sát đƣợc có tƣơng quan với
biến độc lập). Do đó, sử dụng mô hình FEM trong bài nghiên cứu này là hoàn toàn
thích hợp.
Kiểm định F-test và kiểm định Hausman trong trƣờng hợp tỷ số Amihud đóng vai
trò là biến phụ thuộc cũng có kết quả tƣơng tự nên chúng tôi không trình bày ở đây
nhằm tiết kiệm không gian cũng nhƣ không làm loãng bài viết. Kết quả các kiểm
định này đƣợc trình bày chi tiết trong phần phụ lục.
55
CHƢƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý
5.1. Kết quả nghiên cứu
5.1.1. Kết quả đạt đƣợc
Đối với hồi quy mà tỷ số TURNOVER đóng vai trò là biến phụ thuộc đại diện cho
tính thanh khoản, hệ số ƣớc lƣợng của CGI là 0.14 (t = 2.18) khi tất cả các biến
kiểm soát đều đƣợc đƣa vào phƣơng trình. Điều này có nghĩa là trung bình cứ 1%
tăng của chỉ số CGI (tổng là 100%), tỷ số TURNOVER tính theo tháng (hoặc theo
năm) của công ty sẽ tăng 0.14% một tháng (1.68% một năm) trong năm tiếp theo.
Khi hồi quy tỷ số AMIHUD theo chỉ số CGI, hệ số ƣớc lƣợng cho CGI là -27.004
(t= -2.63) khi tất cả các biến kiểm soát đƣợc đƣa vào mô hình. Hệ số này cho thấy
tính trung bình, chỉ số quản trị tăng 1% thì độ biến động của giá chứng khoán trên
một đơn vị khối lƣợng giao dịch tính bằng VND sẽ giảm đƣợc 27%.
Từ hai kết quả này có thể thấy quản trị công ty đại chúng có ảnh hƣởng đáng kể đến
tính thanh khoản của công ty, nguyên nhân chính là do chất lƣợng quản trị công ty
đại chúng tốt hơn sẽ làm giảm bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý và cổ đông,
cũng nhƣ giữa cổ đông nội bộ và nhà đầu tƣ, từ đó tăng cƣờng lòng tin của nhà đầu
tƣ, kết quả là tăng tính thanh khoản cổ phiếu của công ty. Phát hiện này của chúng
tôi có ý nghĩa đối với các nhà quản lý thị trƣờng trong việc thúc đẩy cải cách quản
trị công ty một cách chủ động, qua đó gián tiếp cải thiện đƣợc tính thanh khoản của
thị trƣờng chứng khoán.
Đối với kết quả hồi quy chỉ số phụ, hệ số hồi quy của BOARD đối với tỷ số
AMIHUD là âm và có ý nghĩa lớn hơn 10% ở tất cả các mô hình, trong khi hệ số
hồi quy của BOARD đối với tỷ số TURNOVER là dƣơng và có ý nghĩa lớn hơn
10% ở hầu hết các mô hình. Do đó, cấu trúc thành viên HĐQT có ảnh hƣởng tích
cực lên tính thanh khoản của cổ phiếu. Cụ thể, khi cơ cấu HĐQT đáp ứng đƣợc
càng nhiều các tiêu chuẩn quản trị công ty nhƣ tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, quy
mô HĐQT, tách biệt chủ tịch HĐQT và CEO…, số điểm BOARD càng lớn thì tỷ số
56
AMIHUD càng nhỏ, tỷ số TURNOVER càng lớn, và tính thanh khoản của cổ phiếu
tăng lên.
Hệ số hồi quy của OWNERSHIP đối với tỷ số AMIHUD là âm và có ý nghĩa lớn
hơn 1% ở tất cả các mô hình, còn với tỷ số TURNOVER là dƣơng và có ý nghĩa lớn
hơn 10% ở hầu hết các mô hình. Vì vậy, có thể thấy cấu trúc sở hữu cũng có ảnh
hƣởng lên tính thanh khoản của cổ phiếu. Dựa vào kết quả này, một công ty có thể
tăng chỉ số quản trị công ty, từ đó cải thiện tính thanh khoản, bằng một trong những
cách sau: thoát khỏi sự nắm giữ của cổ đông kiểm soát là nhà nƣớc, tăng tỷ lệ cổ
phần của nhà đầu tƣ tổ chức, HĐQT và BGĐ nắm giữ số lƣợng cổ phiếu lớn hơn…
5.1.2. Hạn chế của kết quả nghiên cứu
Mặc dù kết quả nghiên cứu đã trả lời đƣợc hai câu hỏi nghiên cứu đƣợc đặt ra về
mối quan hệ giữa chất lƣợng quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản của cổ
phiếu nhƣng vẫn không tránh đƣợc một số hạn chế.
Hạn chế về bộ dữ liệu: Mẫu dữ liệu trong bài nghiên cứu đƣợc thu thập từ các ấn
phẩm đƣợc các công ty công bố nhƣ báo cáo tài chính, báo cáo thƣờng niên, biên
bản và nghị quyết HĐQT… của 40 công ty phi tài chính niêm yết ở Sở Giao dịch
chứng khoán TP.HCM và Sở Giao dịch chứng khoán Hà Nội trong 5 năm: 2008,
2009, 2010, 2011 và 2012. Số lƣợng 200 quan sát là tƣơng đối ít, tuy nhiên chúng
tôi buộc phải chấp nhận vì một số khó khăn trong việc thu thập dữ liệu nhƣ sau:
+ Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đi vào hoạt động vào năm 2000, tuy
nhiên, trong giai đoạn 2000-2005, thị trƣờng còn trong giai đoạn chập chững
với khối lƣợng giao dịch còn khá hạn chế. Đến giai đoạn 2006-2007, thị
trƣờng có bƣớc phát triển đột phá và tăng trƣởng bùng nổ, số lƣợng công ty
niêm yết tăng lên gấp nhiều lần, tuy nhiên, ẩn chứa bên trong sự phát triển đó
là các “bong bóng” tài sản có nguy cơ tan vỡ vào bất cứ lúc nào. Quả thật là
vậy, năm 2008, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam bắt đầu suy thoái. Do đó,
chúng tôi đã loại bỏ 2 năm tăng trƣởng nóng là 2006, 2007 ra khỏi bộ dữ liệu
để đảm bảo độ chính xác của mô hình.
57
+ Việc thu thập dữ liệu về quản trị công ty đại chúng gặp nhiều khó khăn, bởi
vì rất nhiều công ty không công bố đầy đủ thông tin về tỷ lệ thành viên
HĐQT độc lập, tỷ lệ thành viên HĐQT thuê ngoài, tỷ lệ sở hữu của cổ đông
tổ chức, top 10 cổ đông có tỷ lệ sở hữu lớn nhất… trong Báo cáo thƣờng
niên hoặc các văn bản có liên quan. Hầu hết các công ty chỉ quan tâm đến
việc trình bày những thành tựu đạt đƣợc trong năm mà quên mất trình bày
các thông tin về tình hình quản trị công ty đại chúng. Tuy nhiên việc này đã
phần nào đƣợc khắc phục trong năm 2012 khi các công ty đều đƣa ra Báo
cáo quản trị công ty theo đúng quy định của Ủy ban chứng khoán.
Đồng thời, việc không có một quy định chuẩn mực cho việc trình bày Báo cáo
thƣờng niên cũng gây khó khăn cho việc thu thập dữ liệu. Ngoài ra, các thông tin
cần thiết cho việc tính toán chỉ số CGI không phải luôn có sẵn từ các ấn phẩm công
ty công bố, mà còn từ các tin tức trên những phƣơng tiện thông tin đại chúng, và sai
sót trong việc thu thập những dữ liệu rải rác này là không tránh khỏi, mặc dù nhóm
nghiên cứu đã cố gắng hạn chế đến mức thấp nhất. Một điểm cần quan tâm nữa là
thời điểm công bố thông tin có sự lệch nhau giữa các công ty, giữa báo cáo tài chính
và báo cáo thƣờng niên… Thời điểm công bố báo cáo tài chính là 31/12 hàng năm,
còn đối với báo cáo thƣờng niên thì tùy vào thời điểm công ty tiến hành đại hội cổ
đông thƣờng niên, thƣờng là vào khoảng tháng 3, tháng 4 năm sau, và sự lệch thời
gian này cũng là một điểm hạn chế của bộ dữ liệu.
5.1.3. Đề xuất hƣớng nghiên cứu mở rộng của đề tài
Chúng tôi xin đƣợc đề xuất một số hƣớng mở rộng sau:
Thứ nhất, về phƣơng pháp đo lƣờng tính thanh khoản, có thể sử dụng thêm một số
phƣơng pháp khác nhƣ: chênh lệch giá mua – bán (quoted bid – ask spread), chỉ số
chất lƣợng thị trƣờng (market quality index), tác động lên giá (price impact) xác
suất giao dịch dựa trên thông tin (probability of information-based trading)… để
phù hợp với từng trƣờng hợp nghiên cứu và bộ dữ liệu có sẵn.
58
Thứ hai là hƣớng đề xuất về cơ chế quản trị công ty đại chúng. Nhƣ đã trình bày ở
các phần trên, chất lƣợng quản trị công ty đại chúng có tƣơng quan dƣơng với tính
thanh khoản, và để cải thiện tính thanh khoản của cổ phiếu mỗi công ty cũng nhƣ
toàn thị trƣờng thì không thể chỉ trông cậy vào mỗi chất lƣợng quản trị công ty
đƣợc mà còn rất nhiều yếu tố khác nữa. Tuy nhiên, việc nghiên cứu nâng cao chất
lƣợng quản trị công ty là rất quan trọng, vì ngoài việc góp phần cải thiện tính thanh
khoản, cơ chế này còn có nhiều tác động tích cực khác. Quản trị công ty tốt sẽ thúc
đẩy hoạt động và tăng cƣờng khả năng tiếp cận của doanh nghiệp với các nguồn
vốn bên ngoài, góp phần tích cực vào việc tăng cƣờng giá trị doanh nghiệp, tăng
cƣờng đầu tƣ và phát triển bền vững cho doanh nghiệp và nền kinh tế. Từ thực trạng
về quản trị công ty ở Việt Nam hiện nay, chúng tôi xin đƣa ra một số đề xuất nhằm
nâng cao năng lực quản trị công ty đại chúng.
5.2. Đề xuất hƣớng nâng cao chất lƣợng quản trị công ty đại chúng tại
Việt Nam
5.2.1. Về mặt quản lý nhà nƣớc
Ngày 26/7/2012, Bộ Tài chính đã ban hành Thông tƣ số 121/2012/TT-BTC quy
định về quản trị công ty áp dụng cho các Công ty đại chúng. Thông tƣ này xoay
quanh bốn nôị dung chủ yếu sau đây:
i. Các quy định về Cổ đông và Đại hôị đồng cổ đông.
ii. Các quy định về Hôị đồng quản trị, thành viên hôị đồng quản trị.
iii. Các quy định về Ban kiểm soát, thành viên ban kiểm soát.
iv. Các quy định về Ngăn ngừa xung đôṭ lợi ích giữa các thành viên, chế đô ̣báo
cáo và công bố thông tin.
Đây là một tín hiệu đáng mừng, vì nó cung cấp một cơ chế pháp lý rõ ràng để các
công ty niêm yết chấp hành theo. Đồng thời với việc ban hành thông tƣ thì phải có
hƣớng dẫn phù hợp để doanh nghiệp triển khai, áp dụng.
5.2.2. Về mặt thể chế
59
1. Việt Nam cần thành lập cơ quan phát triển, hỗ trợ nâng cao chất lƣợng QTCT.
Nên thành lập một Viện hay Trung tâm quản trị công ty nhằm thúc đẩy các
thông lệ tốt về QTCT.
2. Cần xây dựng, thực hiện các chƣơng trình tập huấn có chất lƣợng về QTCT cho
các thành viên HĐQT, Ban Kiểm soát và Ban Giám đốc.
3. Nhà nƣớc phải là „ngƣời tiên phong‟ trong thúc đẩy các thông lệ QTCT tốt. Ít
nhất Nhà nƣớc cần thông qua đại diện của mình tại các công ty mà nhà nƣớc
nắm phần vốn đa số yêu cầu các công ty này thực hiện quản trị công ty tốt thông
qua việc áp dụng Hƣớng dẫn về Quản trị Công ty dành cho Doanh nghiệp có
vốn nhà nƣớc của OECD.
4. Cần tăng cƣờng các tiêu chuẩn chuyên môn, thông lệ về kế toán, kiểm toán của
Việt Nam nhằm bảo đảm cung cấp thông tin phù hợp, chính xác, kịp thời về mọi
vấn đề tài chính trọng yếu của công ty tới nhà đầu tƣ.
5.2.3. Đề xuất đối với các doanh nghiệp
Các công ty cần tập trung triển khai các thông lệ quản trị công ty tốt trong 3 lĩnh
vực chính: Trách nhiệm của Hội đồng quản trị, Minh bạch và Công bố Thông tin;
Đối xử bình đẳng với cổ đông, tăng cƣờng sự tham gia của cổ đông trong các vấn
đề của công ty; nâng cao chất lƣợng thông tin công bố cho công chúng; ban hành
Quy tắc Quản trị công ty nội bộ và phổ biến cho tất cả nhân viên; tăng cƣờng giám
sát, báo cáo các rủi ro của công ty, và đặc biệt là bảo đảm có cơ chế, quy trình thiết
lập môi trƣờng kiểm soát hiệu quả, trong đó có việc thành lập bộ phận kiểm toán
nội bộ; tăng cƣờng chính sách, cơ chế họp Đại hội Cổ đông thƣờng niên, nhằm
khuyến khích cổ đông tham dự đầy đủ hơn tại các phiên họp đại hội cổ đông thƣờng
niên, cũng nhƣ cung cấp thông tin về Đại hội cổ đông kịp thời hơn.
60
KẾT LUẬN
Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi đã xem xét mối quan hệ giữa chất lƣợng quản
trị công ty đại chúng và tính thanh khoản của cổ phiếu ở thị trƣờng chứng khoán
Việt Nam. Chất lƣợng quản trị công ty đại chúng của mỗi công ty đƣợc đo lƣờng
bằng một chỉ số tổng hợp từ 14 chỉ tiêu quản trị công ty, đánh giá thông tin thu
đƣợc từ các ấn phẩm mà các công ty công bố nhƣ báo cáo tài chính, báo cáo thƣờng
niên, biên bản và nghị quyết đại hội đồng cổ đông thƣờng niên… Sau khi tiến hành
hồi quy bằng phƣơng pháp ảnh hƣởng cố định, chúng tôi thu đƣợc kết quả là có mối
tƣơng quan dƣơng giữa chất lƣợng quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản
của cổ phiếu. Các công ty có chỉ số CGI cao hơn thì sẽ có tỷ số AMIHUD thấp hơn,
TURNOVER cao hơn, tức là tính thanh khoản cao hơn. Ngoài ra, chúng tôi cũng
tiến hành hồi quy để xem xét mối quan hệ giữa hai chỉ số chất lƣợng quản trị công
ty phụ là chỉ số về cấu trúc thành viên HĐQT và cấu trúc sở hữu. Kết quả là cả hai
chỉ số phụ này đều tƣơng quan dƣơng với tính thanh khoản, 9 trên tổng số 14 chỉ
tiêu có tác động tích cực tới thanh khoản của công ty.
Đây có thể là một trong những nghiên cứu thực nghiệm đầu tiên về mối quan hệ
giữa quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản của cổ phiếu ở thị trƣờng chứng
khoán Việt Nam. Kết quả của nghiên cứu góp phần vào việc đề ra một số giải pháp
nhằm nâng cao tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Đồng thời,
tầm quan trọng của cơ chế quản trị công ty đại chúng cũng cần đƣợc nhận thức
đúng đắn trong các nghiên cứu khoa học và trong việc điều hành doanh nghiệp,
trong bối cảnh những tác động tạo ra giá trị doanh nghiệp của cơ chế quản trị công
ty đại chúng có xu hƣớng bị đánh giá thấp.
61
TÓM TẮT CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN
Vấn đề
nghiên cứu
Tên đề tài Tác giả Đồng thuận Không đồng
thuận
Ảnh hƣởng
của minh
bạch và
công bố
thông tin lên
tính thanh
khoản
“Disclosure
level and the
cost of equity
capital”
Botosan, C
Sự gia tăng công bố
của công ty làm
giảm bất cân xứng
thông tin giữa các cổ
đông và các nhà
quản lý
“Optimal
Release of
Information
by Firms”
Diamond,
D.W.
Việc tăng công bố
thông tin làm giảm
cả sự chính xác của
thông tin mật, lẫn
động lực tìm kiếm
thông tin mật
“Corporate
governancean
dequityliquidi
ty: Analysis
of S&P
transparency
and
disclosure
rankings”
Chen, W.,
H. Chung.,
C. Lee và
W. Liao
Các công ty có thứ
hạng T&D tổng hợp
cao hơn thì có và
thành phần thông tin
bất lợi ít hơn, và vì
vậy cổ phiếu có tính
thanh khoản thị
trƣờng cao hơn
“Corporate
governance
and
liquidity.”
H. Chung,
John Elder,
và Jang-
Chul Kim
Các công ty có quản
trị công ty đại chúng
tốt hơn thì có chênh
lệch giữa giá mua và
giá bán thấp hơn, chỉ
số chất lƣợng thị
trƣờng cao hơn, ảnh
hƣởng từ giá đến
giao dịch nhỏ hơn,
và xác suất giao dịch
62
dựa trên thông tin
thấp hơn
“Corporate
disclosure
policy and
analysts‟
behavior”
Lang, M.
and R.
Lundholm.
Những công ty công
bố thông tin rộng rãi
hơn sẽ có nhiềucổ
đông tiềm năng
hơn;các nhà đầu tƣ
sẽ có nhiều niềm tin
chuẩn xác hơn về
hoạt động của công
ty trong tƣơng lai.
Ảnh hƣởng
của sựbảo
vệ nhà đầu
tƣ lên tính
thanh khoản
“Institutional
design and
liquidity at
stock
exchanges
around the
world”
Jain, P.K Các sàn giao dịch có
sự bảo vệquyền cổ
đông tốt hơn thì có
tƣơng quan với
chênh lệch giá mua-
bán thấp.
“Investor
protection
and firm
liquidity”
Brockman,
P. và D. Y.
Chung
Chi phí thanh khoản
là thấp nhất đối với
các cổ phiếu
bluechip Hongkong
và cao nhất đối với
các cổ phiếu của
Trung Quốc, hàm ý
rằng việc bảo vệ nhà
đầu tƣ tốt hơn đi
kèm với tính thanh
khoản cao hơn
Ảnh hƣởng
của cấu trúc
sở hữu và
cấu trúc
HĐQT lên
tính
“The
Governance
Role of
Institutional
Investors and
Outsider
Ajinkya, B.,
S. Bhojraj
và P.
Sengupta
Các nhà đầu tƣ tổ
chức và thành viên
HĐQT độc lập tạo
điều kiện cho các dự
báo thu nhập đƣợc
đƣợc công bố tốt
63
thanhkhoản Directors on
the Properties
of
Management
Earnings
Forecasts” -
hơn, chính xác hơn,
và đáng tin cậy hơn
“Ownership
structure,
speculation,
and
shareholder
intervention.”
Kahn, C. và
A. Winton
Thị trƣờng thanh
khoản cao có thể
làm suy yếu sự
kiểm soát hiệu quả
của các cổ đông
lớn bằng cách cho
họ quá nhiều ƣu
đãi để đầu cơ hơn
là để giám sát.
“The hidden
costs of stock
market
liquidity”
Amar Bhide Tính thanh khoản
không khuyến
khích giám sát nội
bộ bằng cách giảm
chi phí thoát khỏi
vị thế của các cổ
đông không hài
lòng, và do đó làm
suy yếu chất lƣợng
quản trị công ty
1
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tiếng Anh:
Ajinkya, B., S. Bhojraj and P. Sengupta. 2005. “The governance role of institutional
investors and outside directors on the properties of management earnings forecasts.”
Journal of Accounting Research, 43, 343-376
Amihud, Y. 2002. “Illiquidity and stock returns: Cross-section and time series
effects.” Journal of Financial Markets, 5, 31-56.
Amihud, Y. and H. Mendelson. 1986. “Asset pricing and the bid-ask spread. Journal
of Financial Economic, 17, 223-249
Attig, N., Y. Gadhoum and L. Lang. 2003. “Bid ask spread, asymmetric information
and ultimate ownership.” The Chinese University of Hong Kong Working Paper.
Bacidore, J. and G. Sofianos. 2002. “Liquidity provision and specialist trading in
the NYSE-listed and non-U.S. stocks.” Journal of Financial Economics, 63, 133-
158
Berle, A., & Means, G. 1932. “The modern corporation andprivate property”. New
York: Macmillan
Bhide, A. 1993. “The hidden costs of stock market liquidity.” Journal of Financial
Economics, 34, 31-51
Black, B., H. Jang and W. Kim. 2005. “Does corporate governance affect firm
value: Evidence from Korea.” Stanford Law School Working Paper
Bolton, P. and E. Thadden. 1998. “Blocks, liquidity, and corporate control.” Journal
of Finance, 53, 1-26.
Botosan, C. 1997. “Disclosure level and the cost of equity capital.” Accounting
Review, 72, 323-349
Brockman, P. and D. Y. Chung. 2003. “Investor protection and firm liquidity.”
Journal of Finance, 58, 921-937
2
Catherine M. Daily, Dan R. Dalton và Albert A. Cannella Jr. 2003. “Corporate
Governance: Decades of Dialogue and Data”
Chen,W., H.Chung., C.Lee and W.Liao. 2007. “Corporate governance and equity
liquidity: Analysis of S&P transparency and disclosure rankings.” Rutgers
University Working Paper
Chung, K.H, J. Elder, and J.C Kim. 2010. “Corporate governance and liquidity.”
Journal of Financial and Quantitative Analysis, forthcoming
Diamond, D.W. 1985. “Optimal Release of Information by Firms.” Journal of
Finance.
Jain,P.K.2001.“Institutional design and liquidity at stock exchanges around the
world” Working paper
Jensen and Meckling .1976. “Theory of the Firm: Managerial Behavior,Agency
Costs and Ownership Structure” Journal of Financial Economics, 3: 305-36
Jensen, M. C, & Werner, J. B. 1988. The distribution of poweramong corporate
managers, shareholders, and directors. Journal of Financial Economics, 20: 3-24.
Kahn,C. and A.Winton. 1998. “Ownership structure, speculation, and shareholder
intervention.” Journal of Finance, 53, 99-129
Lang, M. and R. Lundholm. 1999. “Corporate disclosure policy and analysts‟
behavior.” Accounting Review, 71, 467-493
La Porta, R., F. Lopez-de-Silanes, A. Shleifer and R. Vishny. 1997. “Legal
determinants of external finance.” Journal of Finance, 52, 1131-1150.
LaPorta, R.,F.Lopez-de-Silanes, A.Shleiferand R.Vishny. 1998. “Law and finance.”
Journal of Political Economy, 106, 1113-1155.
La Porta, R., F.Lopez-de-Silanes, A.Shleifer and R.Vishny. 2000. “Investor
protection and corporate governance.” Journal of Financial Economics, 58, 3-27.
La Porta, R., F.Lopez-de-Silanes, A.Shleifer and R.Vishny. 2002. “Investor
protection and corporate valuation.” Journal of Finance, 57, 1147-1170
3
Majdi Karmani and Aymen Ajina. 2012. “Market stock liquidity and corporate
governance” Working Paper
N. Loukil and O. Yousfi. 2012. “Does corporate governance affect stock liquidity in
the Tunisian Stock Market?” Working Paper Series
Oliver Hart. 1995. Corporate Governance, some theory and implications.
P. Krishna Prasanna. 2012. “Corporate Governance and stock market liquidity in
India” Working Paper Series
Rico von Wyss. 2004. “Measuring and Predicting Liquidity in the Stock Market”
Shleifer, A., & Vishny, R. W. 1997. A survey of corporate governance. Journal of
Finance, 52: 737-783
Walsh, J. P., & Seward, J. K. 1990. On the efficiency of internaland external
corporate control mechanisms. Academy of Management Review 15: 421-458.
Tài liệu tiếng Việt:
PGS.TS Nguyễn Trƣờng Sơn. 2010. “Vấn đề quản trị công ty trong các doanh
nghiệp Việt Nam”. Tạp chí Khoa học và Công nghê, ĐH Đà Nẵng – số (40).2010
Báo cáo Thẻ điểm quản trị công ty trong 3 năm 2010, 2011, 2012 do Tổ chức tài
chính quốc tế IFC xuất bản.
4
PHỤ LỤC
Phụ lục 1 – Thƣớc đo quản trị công ty đại chúng tổng hợp
Tên biến Loại biến Cách tính
Bảng A: Sự tƣớc đoạt quyền sở hữu của cổ đông thiểu số
1.RELATED
PARTY
Biến giả
Không tuân thủ có nghĩa là các giao dịch
không tuân thủ các chính sách của công
ty HOẶC các giao dịch bên liên quan
không đƣợc công bố và/hoặc không xuất
hiện trong các báo cáo tài chính không
đƣợc kiểm toán, nhƣng lại xuất hiện
trong báo cáo tài chính đã đƣợc kiểm
toán.
2. PARENT Biến giả
Nếu một công ty có công ty mẹ, 0;
ngƣợc lại, 1.
Bảng B: Hội đồng quản trị
3. INDD Biến giả
Nếu ít nhất 1/3 thành viên HĐQT là
thành viên độc lập, 1; ngƣợc lại, 0.
4. CEOCHAIR Biến giả
Nếu CEO đồng thời là Chủ tịch (hoặc
Phó chủ tịch) HĐQT, 0; ngƣợc lại, 1.
5. PAIDDIR Giá trị từ 0 đến 1
Số thành viên thuê ngoài của HĐQT /
Tổng số thành viên của HĐQT.
6. ASUC Biến giả
Nếu ngƣời kế nhiệm vị trí thành viên
HĐQT trƣớc đây đã từng là thành viên
HĐQT, Ban kiểm soát, hoặc giám đốc
điều hành cho cổ đông kiểm soát và
đƣợc chọn bởi cổ đông kiểm soát, 0;
ngƣợc lại, 1
7. BODSIZE Giá trị từ 0 đến 1
Số lƣợng thành vên HĐQT đƣợc đo
lƣờng bằng số lƣợng thành viên HĐQT
lớn nhất trong năm.
Bảng C: Quy trình tuyển chọn và cấu trúc Ban kiểm soát
8. SUPER Biến giả
Nếu thành viên HĐQT, ban giám đốc, và
CFO đƣợc chọn vào Ban kiểm soát, 0;
ngƣợc lại, 1.
5
9. PAIDSUPER Giá trị từ 0 đến 1
Số lƣợng thành viên Ban kiểm soát đƣợc
thuê ngoài trên tổng số lƣợng Ban kiểm
soát.
Bảng D: Cấu trúc sở hữu
10. INSIDER Giá trị từ 0 đến 1
Tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của Chủ tịch
HĐQT, các thành viên HĐQT và ban
giám đốc của công ty.
11.TOP2_10 Giá trị từ 0 đến 1
Tổng bình phƣơng tỷ lệ sở hữu của cổ
đông lớn thứ 2 đến thứ 10 chia cho
10000.
12.TOPSTATE Biến giả
Nếu cổ đông kiểm soát là nhà nƣớc, 0;
ngƣợc lại, 1.
13.TOP_1 Giá trị từ 0 đến 1 Tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nhất.
14.INSTITUTION Giá trị từ 0 đến 1
Số cổ phiếu của công ty đƣợc nắm giữ
bởi tổ chức trên tổng số cổ phiếu giao
dịch.
Bảng E: Tính công khai, minh bạch thông tin
15. HBSHARE Biến giả
Nếu cổ phiếu của công ty đƣợc phân loại
là H hoặc B, 1; ngƣợc lại, 0.
16. SGM Giá trị từ 0 đến 1
Tỷ lệ tham gia Đại hội đồng cổ công
hằng năm.
17. AUDIT Biến giả
Nếu ý kiến của kiểm toán viên là
“Standard non-retention report”, 1;
ngƣợc lại, 0.
6
Phụ lục 2A – Kết quả hồi quy tỷ số TURNOVER theo chỉ số CGI (đã bao gồm
tất cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 03/25/13 Time: 14:43
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.889779 0.137847 -6.454808 0.0000
CGI(-1) 0.142455 0.064333 2.214345 0.0288
VOL 0.037719 0.000505 74.62581 0.0000
SIZE(-1) 0.085881 0.008992 9.550315 0.0000
BM -0.089598 0.006930 -12.92858 0.0000
LEVERAGE(-1) -0.044742 0.036276 -1.233392 0.2199
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.989277 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.985174 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.031105 Akaike info criterion -3.870623
Sum squared resid 0.111267 Schwarz criterion -3.005730
Log likelihood 354.6498 Hannan-Quinn criter. -3.519420
F-statistic 241.1211 Durbin-Watson stat 2.150461
Prob(F-statistic) 0.000000
7
Phụ lục 2B – Kết quả hồi quy tỷ số AMIHUD theo chỉ số CGI (đã bao gồm tất
cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: AMIHUD
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 09:33
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
WARNING: estimated coefficient covariance matrix is of reduced rank
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 142.7486 15.88849 8.984402 0.0000
CGI(-1) -103.9280 49.67639 -2.092101 0.0386
VOL 0.340070 0.189393 1.795578 0.0752
SIZE(-1) -5.591572 1.396965 -4.002656 0.0001
BM 0.059310 1.258471 0.047129 0.9625
LEVERAGE(-1) 15.26953 8.466970 1.803423 0.0739
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.342975 Mean dependent var 7.942673
Adjusted R-squared 0.091591 S.D. dependent var 14.57114
S.E. of regression 13.88782 Akaike info criterion 8.332160
Sum squared resid 22180.23 Schwarz criterion 9.197053
Log likelihood -621.5728 Hannan-Quinn criter. 8.683363
F-statistic 1.364348 Durbin-Watson stat 2.092194
Prob(F-statistic) 0.096905
8
Phụ lục 3A – Kết quả hồi quy tỷ số TURNOVER theo chỉ số BOARD (đã bao
gồm tất cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 03/29/13 Time: 08:51
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.829334 0.131582 -6.302806 0.0000
BOARD(-1) 0.084319 0.040121 2.101632 0.0378
VOL 0.037801 0.000509 74.33765 0.0000
SIZE(-1) 0.084141 0.008994 9.355668 0.0000
BM -0.088245 0.006917 -12.75829 0.0000
LEVERAGE(-1) -0.038709 0.036145 -1.070934 0.2864
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.989233 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.985113 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.031169 Akaike info criterion -3.866557
Sum squared resid 0.111720 Schwarz criterion -3.001665
Log likelihood 354.3246 Hannan-Quinn criter. -3.515354
F-statistic 240.1322 Durbin-Watson stat 2.148545
Prob(F-statistic) 0.000000
9
Phụ lục 3B – Kết quả hồi quy tỷ số AMIHUD theo chỉ số BOARD (đã bao gồm
tất cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: AMIHUD
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 09:46
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
WARNING: estimated coefficient covariance matrix is of reduced rank
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 98.49054 10.51726 9.364659 0.0000
BOARD(-1) -61.19859 33.48974 -1.827383 0.0702
VOL 0.280427 0.144688 1.938145 0.0551
SIZE(-1) -4.323931 2.252705 -1.919440 0.0574
BM -0.928012 1.331041 -0.697208 0.4871
LEVERAGE(-1) 10.85625 11.26840 0.963424 0.3374
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.335134 Mean dependent var 7.942673
Adjusted R-squared 0.080751 S.D. dependent var 14.57114
S.E. of regression 13.97044 Akaike info criterion 8.344022
Sum squared resid 22444.91 Schwarz criterion 9.208915
Log likelihood -622.5218 Hannan-Quinn criter. 8.695225
F-statistic 1.317439 Durbin-Watson stat 2.078119
Prob(F-statistic) 0.124104
10
Phụ lục 4A – Kết quả hồi quy tỷ số TURNOVER theo chỉ số OWNERSHIP (đã
bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 03/27/13 Time: 23:09
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
WARNING: estimated coefficient covariance matrix is of reduced rank
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.854132 0.283302 -3.014920 0.0032
OWNERSHIP(-1) 0.083727 0.043456 1.926701 0.0565
VOL 0.037680 0.000593 63.49952 0.0000
SIZE(-1) 0.086278 0.018689 4.616393 0.0000
BM -0.090732 0.004010 -22.62360 0.0000
LEVERAGE(-1) -0.030639 0.025817 -1.186751 0.2378
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.989068 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.984885 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.031406 Akaike info criterion -3.851348
Sum squared resid 0.113432 Schwarz criterion -2.986456
Log likelihood 353.1079 Hannan-Quinn criter. -3.500145
F-statistic 236.4682 Durbin-Watson stat 2.163520
Prob(F-statistic) 0.000000
11
Phụ lục 4B – Kết quả hồi quy tỷ số AMIHUD theo chỉ số OWNERSHIP (đã
bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Dependent Variable: AMIHUD
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:24
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
White cross-section standard errors & covariance (d.f. corrected)
WARNING: estimated coefficient covariance matrix is of reduced rank
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 107.6417 15.55586 6.919687 0.0000
OWNERSHIP(-1) -49.79301 16.63280 -2.993664 0.0034
VOL 0.365070 0.177510 2.056611 0.0420
SIZE(-1) -5.651169 1.871068 -3.020291 0.0031
BM 0.549121 1.605864 0.341948 0.7330
LEVERAGE(-1) 5.654174 13.47069 0.419739 0.6755
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.295194 Mean dependent var 7.942673
Adjusted R-squared 0.025529 S.D. dependent var 14.57114
S.E. of regression 14.38394 Akaike info criterion 8.402360
Sum squared resid 23793.23 Schwarz criterion 9.267252
Log likelihood -627.1888 Hannan-Quinn criter. 8.753563
F-statistic 1.094670 Durbin-Watson stat 2.104699
Prob(F-statistic) 0.344823
12
Phụ lục 5A – Kết quả kiểm định F-test (Redundant Fixed Effect) cho trƣờng
hợp tỷ số TURNOVER đóng vai trò là biến phụ thuộc và CGI là biến độc lập
chính (đã bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: TURN_CGI4
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 1.780645 (39,115) 0.0098
Cross-section Chi-square 75.587216 39 0.0004
Cross-section fixed effects test equation:
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:30
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.022592 0.037069 -0.609474 0.5431
CGI(-1) 0.056655 0.025490 2.222662 0.0277
VOL 0.037091 0.000450 82.50008 0.0000
SIZE(-1) 0.029520 0.002480 11.90306 0.0000
BM -0.088123 0.003256 -27.06262 0.0000
LEVERAGE(-1) -0.030895 0.014294 -2.161349 0.0322
R-squared 0.982801 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.982243 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.034041 Akaike info criterion -3.885703
13
Sum squared resid 0.178457 Schwarz criterion -3.770384
Log likelihood 316.8562 Hannan-Quinn criter. -3.838875
F-statistic 1760.026 Durbin-Watson stat 1.542453
Prob(F-statistic) 0.000000
14
Phụ lục 5B – Kết quả kiểm định Hausman (Correlated Random Effects) cho
trƣờng hợp tỷ số TURNOVER đóng vai trò là biến phụ thuộc và CGI là biến
độc lập chính (đã bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: TURN_CGI4
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 46.310307 5 0.0000
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
CGI(-1) 0.142455 0.056655 0.003596 0.1525
VOL 0.037719 0.037091 0.000000 0.0331
SIZE(-1) 0.085881 0.029520 0.000076 0.0000
BM -0.089598 -0.088123 0.000039 0.8137
LEVERAGE(-1) -0.044742 -0.030895 0.001145 0.6824
Cross-section random effects test equation:
Dependent Variable: TURNOVER
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:46
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.889779 0.137847 -6.454808 0.0000
CGI(-1) 0.142455 0.064333 2.214345 0.0288
VOL 0.037719 0.000505 74.62581 0.0000
SIZE(-1) 0.085881 0.008992 9.550315 0.0000
BM -0.089598 0.006930 -12.92858 0.0000
LEVERAGE(-1) -0.044742 0.036276 -1.233392 0.2199
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.989277 Mean dependent var 0.793538
Adjusted R-squared 0.985174 S.D. dependent var 0.255458
S.E. of regression 0.031105 Akaike info criterion -3.870623
Sum squared resid 0.111267 Schwarz criterion -3.005730
Log likelihood 354.6498 Hannan-Quinn criter. -3.519420
F-statistic 241.1211 Durbin-Watson stat 2.150461
Prob(F-statistic) 0.000000
16
Phụ lục 6A – Kết quả kiểm định F-test (Redundant Fixed Effect) cho trƣờng
hợp tỷ số AMIHUD đóng vai trò là biến phụ thuộc và CGI là biến độc lập
chính (đã bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Redundant Fixed Effects Tests
Equation: AMIHUD_CGI4
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 1.090904 (39,115) 0.3533
Cross-section Chi-square 50.364912 39 0.1050
Cross-section fixed effects test equation:
Dependent Variable: AMIHUD
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:48
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 46.58274 15.29595 3.045429 0.0027
CGI(-1) -18.29870 10.51805 -1.739742 0.0839
VOL 0.269738 0.185518 1.453971 0.1480
SIZE(-1) -2.445197 1.023355 -2.389393 0.0181
BM 1.655662 1.343654 1.232209 0.2197
LEVERAGE(-1) 6.526214 5.898292 1.106458 0.2703
R-squared 0.099902 Mean dependent var 7.942673
Adjusted R-squared 0.070678 S.D. dependent var 14.57114
17
S.E. of regression 14.04677 Akaike info criterion 8.159441
Sum squared resid 30386.01 Schwarz criterion 8.274760
Log likelihood -646.7553 Hannan-Quinn criter. 8.206268
F-statistic 3.418507 Durbin-Watson stat 1.633881
Prob(F-statistic) 0.005876
18
Phụ lục 6B – Kết quả kiểm định Hausman (Correlated Random Effects) cho
trƣờng hợp tỷ số AMIHUD đóng vai trò là biến phụ thuộc và CGI là biến độc
lập chính (đã bao gồm tất cả các biến kiểm soát)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: AMIHUD_CGI4
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 13.420003 5 0.0197
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
CGI(-1) -103.928007 -18.298699 716.877577 0.0014
VOL 0.340070 0.269738 0.017283 0.5927
SIZE(-1) -5.591572 -2.445197 15.096019 0.4181
BM 0.059310 1.655662 7.809262 0.5678
LEVERAGE(-1) 15.269531 6.526214 228.313570 0.5628
Cross-section random effects test equation:
Dependent Variable: AMIHUD
Method: Panel Least Squares
Date: 04/03/13 Time: 10:49
Sample (adjusted): 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 40
Total panel (balanced) observations: 160
19
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 142.7486 61.54594 2.319383 0.0221
CGI(-1) -103.9280 28.72312 -3.618270 0.0004
VOL 0.340070 0.225666 1.506960 0.1346
SIZE(-1) -5.591572 4.014936 -1.392693 0.1664
BM 0.059310 3.094195 0.019168 0.9847
LEVERAGE(-1) 15.26953 16.19631 0.942778 0.3478
Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.342975 Mean dependent var 7.942673
Adjusted R-squared 0.091591 S.D. dependent var 14.57114
S.E. of regression 13.88782 Akaike info criterion 8.332160
Sum squared resid 22180.23 Schwarz criterion 9.197053
Log likelihood -621.5728 Hannan-Quinn criter. 8.683363
F-statistic 1.364348 Durbin-Watson stat 2.092194
Prob(F-statistic) 0.096905
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- nghien_cuu_thuc_nghiem_moi_quan_he_giua_quan_tri_cong_ty_dai_chung_va_tinh_thanh_khoan_cua_co_phieu_7321.pdf