Đề tài Quản trị công ty đại chúng và tính thanh khoản: Bằng chứng từ thị trường chứng khoán Trung Quốc

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

pdf93 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 2046 | Lượt tải: 4download
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:

  • pdfnghien_cuu_thuc_nghiem_moi_quan_he_giua_quan_tri_cong_ty_dai_chung_va_tinh_thanh_khoan_cua_co_phieu_7321.pdf
Luận văn liên quan