Tóm tắt Luận án Phân tích nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp của các doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam

ị của chúng phải được xác định trước. • Giả thiết 5: Không có đa cộng tuyến hoàn hảo giữa các biến Dù đơn giản, hồi quy gộp có thể làm biến dạng hình ảnh về mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Khi tác động cá nhân tồn tại trong dữ liệu bảng, các giả thiết số 2 và số 3 của ước lượng OLS có thể bị vi phạm, vì vậy, ước lượng OLS không còn là ước lượng không chệch tốt nhất (Park, 2011). Các mô hình dữ liệu bảng cung cấp giải pháp cho các vấn đề này. FEM Các mô hình tác động cố định xem xét tác động cố định của cá thể hoặc khoảng thời gian hoặc cả hai. Mô hình được cho là đơn giản trong tính toán và dễ giải thích tác động cố định là LSDV (Least square dummy variable). Mô hình này xem xét tác động cố định của i cá thể bằng sử dụng i-1 biến giả. Mô hình xem xét tác động cố định của t khoảng thời gian sẽ sử dụng t-1 biến giả. Hai dạng này được gọi là mô hình tác động cố định một chiều. Mô hình xem xét cả tác động cố định của các cá thể và các khoảng thời gian được gọi là mô hình hai chiều. Mô hình vừa đề cập phải sử dụng lượng lớn biến giả (thể hiện i-1 thực thể và t-1 khoảng thời gian), có thể dẫn đến các vấn đề về đa cộng tuyến (Akbar và 6 các cộng sự, 2011). Dạng hàm của mô hình tác động cố định (của cá thể) một chiều như sau: Yit = (α + ui ) + β + εit Trong đó, ui là tác động cố định cụ thể của một cá thể hoặc khoảng thời gian, và sai số εit tuân theo quy luật phân phối IID (0, σ 2 ).Trong mô hình FEM, ui có thể tương quan với các biến độc lập, việc mà nếu xảy ra trong ước lượng OLS sẽ vi phạm giả thiết và khiến ước lượng bị chệch. Trong mô hình này hệ số góc không thay đổi nhưng hệ số chặn khác nhau giữa các đơn vị nhóm/ cá thể/ thực thể. Mô hình tác động cố định phân tích mối quan hệ giữa biến giải thích và biến phụ thuộc bên trong mỗi thực thể và được sử dụng trong phân tích ảnh hưởng của các biến số biến đổi qua thời gian. Mô hình tác động cố định loại bỏ tác động của những đặc trưng bất biến qua thời gian, vì vậy chúng ta có thể đánh giá ảnh hưởng thuần của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Nói cách khác, mô hình nghiên cứu tác động cố định không bao gồm các biến biểu thị đặc điểm bất biến của cá thể trong khoảng thời gian nghiên cứu (ví dụ như giới tính, chủng tục...). Mỗi thực thể có các đặc điểm riêng mà có thể hoặc không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Theo Oscar (2007), khi sử dụng mô hình tác động cố định, chúng ta giải định rằng đặc điểm nào đó bên trong mỗi thực thể có thể tác động đến biến phụ thuộc và cần phải kiểm soát điều này. Đây là lý do đằng sau giả định về tương quan giữa sai số của thực thể với các biến độc lập. Một giả thiết quan trọng của mô hình tác động cố định là các đặc điểm bất biến theo thời gian này là duy nhất với mỗi thực thế và không tương quan với đặc điểm của thực thế khác. Mỗi thực thể khác nhau nên sai số và phần hệ số chặn riêng (ui) không tương quan với thực thể khác. Nếu sai số tương quan thì mô hình tác động cố định không phù hợp vì các suy diễn sẽ không chính xác và mô hình tác động ngẫu nhiên nên được sử dụng. Đây cũng là cơ sở của kiểm định Hausman. REM Mô hình tác động ngẫu nhiên một chiều như sau: Yit = α + β + (ui + εit ) Không giống với mô hình tác động cố định, đặc điểm riêng của các thực thể (ui) được giả định là ngẫu nhiên, không tương quan với các biến độc lập và là một phần của sai số ngẫu nhiên tổng thể (ui + εit ). Sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên khi tin rằng sự khác nhau giữa các thực thể có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Sự khác nhau giữa các thực thể (hay khoảng thời gian nằm ở sai số ngẫu nhiên, không phải ở hệ số chặn. Vì vậy, hệ số góc và hệ số chặn giống nhau giữa các cá thể. Ưu điểm của mô hình tác động ngẫu nhiên là có thể đưa vào mô hình biến độc lập bất biến theo thời gian. Trong mô hình tác động cố định, biến này được thể hiện trong hệ số chặn. 7 Bảng 3.2: So sánh FEM và REM FEM REM Dạng hàm Yit = (α + ui ) + β + εit Yit = α + β + (ui + εit ) Giả định Tác động cá thể được phép tương quan với các biến độc lập khác Tác động cá thể không tương quan với các biến độc lập khác Hệ số chặn Khác nhau giữa các cá thể/ khoảng thời gian Không đổi Phương sai sai số Không đổi Phân phối ngẫu nhiên giữa các cá thể/ khoảng thời gian Hệ số góc Không đổi Không đổi Phương pháp ước lượng LSDV GLS, FGLS Kiểm định giả thuyết Kiểm định F Kiểm định Breusch-Pagan LM Nguồn: Park (2011) Tác động cố định được kiểm định bẳng kiểm định F, trong khi tác động ngẫu nhiên được kiểm định bằng kiểm định hệ số nhân Lagrange (Breusch and Pagan, 1980). Trong kiểm định F, giả thuyết không là tất cả các tham số ước lượng của các biến giả biểu thị các cá thể đều bằng 0. H0: u1 = u2 = ... = un-1 = 0. Giả thuyết đối là ít nhất một ui khác không. Kiểm định so sánh ước lượng LSDV với OLS và xem xét mức độ phù hợp của mô hình (SSE hay R2) thay đổi như thế nào. Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động cố định có ý nghĩa hoặc có sự tăng lên có ý nghĩa về mức độ phù hợp trong mô hình tác động cố định, vì vậy mô hình tác động cố định tốt hơn OLS gộp. Kiểm định Breusch-Pagan LM xem xét giả thuyết phương sai cá thể bằng 0, H0: = 0. Thống kê LM tuân theo quy luật phân phối χ 2 với một bậc tự do. Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động ngẫu nhiên có ý nghĩa trong dữ liệu bảng, và mô hình tác động ngẫu nhiên tốt hơn OLS gộp. Kiểm định Hausman so sánh hai mô hình FEM và REM dưới giả thuyết không rằng các tác động cá thể không tương quan với bất cứ biến độc lập nào trong mô hình (Hausman, 1978). Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, ước lượng LSDV là nhất quán còn ước lượng GLS không nhất quán và bị chệch (Greene, 2008), hay mô hình FEM tốt hơn REM. Tuy nhiên, nhược điểm của kiểm định Hausman là không áp dụng với thống kê χ2 có giá trị âm. Trong trường hợp này, lệnh xtoverid trong STATA, cho ra thống kê Sargan-Hansen, được sử dụng thay thế. 6. Các kết quả, phát hiện chính và kết luận 6.1. Kết quả chạy mô hình hồi quy: Bảng 4.4 tóm tắt kết quả hồi quy bằng ước lượng OLS. Mô hình 1 phân tích tác động tuyến tính của các biến độc lập đến Tobin’s Q. Mô hình 2 nghiên cứu các quan hệ phi tuyến tính bậc hai giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài, quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành với giá trị 8 doanh nghiệp bằng cách bổ sung các biến SO2, FO2, BoardSize2 và NED2. Mô hình 3 thêm các biến OWNCEO2 và OWNCEO3 để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến tính (hình chữ N) giữa tỷ lệ sở hữu giám đốc và giá trị doanh nghiệp. Các giá trị thống kê F lớn, p-value < 1% cho thấy sự phù hợp của các mô hình. Khi bổ sung các biến từ mô hình 1 đến mô hình 3, giá trị R2 điều chỉnh đều tăng lên, dù lượng tăng lên khá khiêm tốn, cho thấy các biến trong mô hình sau có khả năng giải thích sự biến thiên của Tobin’s Q. Các kết quả hồi quy OLS từ mô hình 1 đến mô hình 3 cho thấy tác động tích cực có ý nghĩa của quy mô, dòng tiền hoạt động và sự kiêm nhiệm đến giá trị doanh nghiệp trong khi đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng âm có ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Mối quan hệ phi tuyến tính lần lượt giữa tỷ lệ sở hữu giám đốc, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài với giá trị doanh nghiệp cũng được xác nhận qua các ước lượng có ý nghĩa thống kê trong mô hình 2 và 3. Tuy nhiên, tìm thấy ít hoặc không tìm thấy bằng chứng ủng hộ tác động của cơ hội tăng trưởng, khả năng thanh toán nhanh, quy mô HĐQT và tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành đến giá trị doanh nghiệp thông qua các ước lượng OLS. Bảng 4.4: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình OLS gộp Biến độc lập Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Hệ số góc t Hệ số góc t Hệ số góc t Size 0,0584*** 4,35 0,0787*** 5,86 0,0739*** 5,49 CFO 0,0742** 2,27 0,0802** 2,50 0,0747** 2,33 Capex -0,0358* -1,67 -0,0317 -1,50 -0,0337 -1,60 Leverage -1,1714*** -13,67 -1,2630*** -14,86 -1,2413*** -14,60 Liquid 0,0169 1,04 0,0135 0,84 0,0124 0,78 VAIC -0,0057 -1,32 -0,0070 -1,64 -0,0071* -1,66 OWNCEO 0,3655* 1,76 0,5997*** 2,90 -1,8997** -2,37 OWNCEO 2 12,4280*** 2,73 OWNCEO 3 -12,7780** -2,08 SO -0,0002 0,00 1,1325*** 6,29 1,0591*** 5,86 SO 2 -1,8055*** -6,54 -1,7795*** -6,46 FO 1,1791*** 9,24 -0,5643* -1,67 -0,5901* -1,75 FO 2 3,8840*** 5,20 3,9424*** 5,29 BoardSize 0,0082 0,63 -0,1410 -1,58 -0,1316 -1,47 BoardSize 2 0,0109 1,65 0,0105 1,60 NED -0,0152 -0,20 -0,3685 -1,13 -0,3745 -1,15 NED 2 0,3160 1,06 0,3065 1,03 CEOCHAIR 0,3655*** 3,46 0,0904*** 2,94 0,1066*** 3,44 _cons 1,4763 14,60 1,9513*** 6,45 1,9860*** 6,58 N 1802 1802 1802 R 2 điều chỉnh 0,2905 0,3160 0,3200 F(12,1789)=62,46*** F(16,1785)=53,00*** F(18,1783)=48,08*** *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả kiểm định Breusch - Pagan LM cho cả 3 mô hình đều xác nhận mô hình tác động ngẫu nhiên REM tốt hơn OLS gộp. 9 Bảng 4.5: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình tác động ngẫu nhiên Biến độc lập Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Hệ số góc z Hệ số góc z Hệ số góc z Size -0,0067 -0,45 -0,0027 -0,18 -0,0029 -0,20 CFO -0,0028 -0,20 -0,0026 -0,19 -0,0023 -0,17 Capex -0,0011 -0,12 -0,0010 -0,11 -0,0013 -0,15 Leverage -0,8034*** -11,97 -0,8162*** -12,12 -0,7969*** -11,82 Liquid -0,0072 -0,89 -0,0070 -0,86 -0,0072 -0,88 VAIC -0,0030 -1,03 -0,0027 -0,92 -0,0027 -0,90 OWNCEO 0,2370** 1,99 0,2367** 1,97 -1,3282*** -2,69 OWNCEO2 8,5045*** 3,26 OWNCEO3 - 10,0307*** -3,05 SO -0,1134*** -2,75 -0,0800 -0,61 -0,0851 -0,65 SO2 -0,0438 -0,22 -0,0455 -0,23 FO -0,2896*** -3,07 -0,4740** -2,23 -0,4394** -2,07 FO2 0,4796 0,98 0,4415 0,90 BoardSize -0,0049 -0,53 0,0179 0,38 0,0208 0,44 BoardSize2 -0,0018 -0,51 -0,0021 -0,60 NED -0,0669 -1,46 0,3193* 1,84 0,3354* 1,94 NED2 -0,3715** -2,32 -0,3938** -2,47 CEOCHAIR -0,0122 -0,66 -0,0109 -0,59 -0,0104 -0,56 _cons 1,9722*** 20,22 1,7973*** 10,19 1,8020*** 10,24 N 1802 1802 1802 chi2(12)=215,82*** chi2(16)=223,16*** chi2(18)=235,16*** Breusch and Pagan LM chibar2(01)=3582,72*** chibar2(01)=3508,12*** chibar2(01)=3486,47*** *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả kiểm định F test cho cả 3 mô hình đều xác nhận mô hình tác động cố định FEM tốt hơn OLS gộp. 10 Bảng 4.7: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình tác động cố định Biến độc lập Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Hệ số góc t Hệ số góc t Hệ số góc t Size -0,0503*** -3,06 -0,0480*** -2,91 -0,0469*** -2,85 CFO -0,0105 -0,79 -0,0107 -0,80 -0,0102 -0,77 Capex 0,0000 0,00 -0,0005 -0,06 -0,0008 -0,09 Leverage -0,6106*** -8,70 -0,6075*** -8,64 -0,5917*** -8,41 Liquid -0,0081 -1,03 -0,0079 -0,99 -0,0079 -1,00 VAIC -0,0052* -1,77 -0,0052* -1,76 -0,0050* -1,72 OWNCEO 0,2360** 2,00 0,2262* 1,92 -1,1884** -2,41 OWNCEO2 7,6861*** 2,98 OWNCEO3 -9,0909*** -2,81 SO -0,1058** -2,54 -0,2309* -1,77 -0,2299* -1,76 SO2 0,1994 1,00 0,1948 0,97 FO -0,4626*** -4,84 -0,4139** -1,97 -0,3858* -1,84 FO2 -0,1469 -0,30 -0,1759 -0,36 BoardSize -0,0117 -1,27 0,0298 0,65 0,0314 0,68 BoardSize2 -0,0032 -0,94 -0,0034 -1,01 NED -0,0612 -1,35 0,3542** 2,10 0,3708** 2,20 NED2 -0,4023** -2,58 -0,4244*** -2,72 CEOCHAIR -0,0266 -1,47 -0,0255 -1,41 -0,0255 -1,40 _cons 2,2207*** 21,73 1,9900*** 11,36 1,9887*** 11,38 N 1802 1802 1802 F(12,1509)=17,11*** F(16,1505)=13,38*** F(18,1503)=12,45*** F test F(280,1509)=47,01*** F(280,1505)=45,17*** F(280,1503)=45,06*** Hausman chi2(12)=276.09*** Sargan- Hansen chi2(16)=164,6*** chi2(18)=164,23*** *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Các thống kê χ2 trong kiểm định Hausman (hoặc Sargan-Hansen) cao, p- value <1% bác bỏ giả thuyết H0, gợi ý mô hình FEM phù hợp hơn REM. Trong bảng kết quả hồi quy với mô hình FEM, cả 3 mô hình đều xác nhận rằng các biến CFO, Capex, Liquid, BoardSize và CEOCHAIR không có tác động ý nghĩa đến Tobin’s Q. Các biến Size, Leverage và VAIC tác động tiêu cực đến Tobin’s Q ở mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 1% và 10% trong cả 3 mô hình. Kết quả ước lượng của mô hình 2 và 3 cho thấy không tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính có ý nghĩa giữa 11 SO và FO với Tobin’s Q. Thay vào đó, SO và FO đều có tác động tiêu cực đến Tobin’s Q. Ngược lại, kết quả ước lượng xác nhận OWNCEO và NED có mối quan hệ phi tuyến tính với Tobin’s Q nhưng với hình dạng khác nhau. Tobin’s Q giải thích bởi OWNCEO theo một hàm bậc ba. Biểu đồ minh họa mối quan hệ giữa NED và Tobin’s Q là đường parabol lồi (concave) vì hệ số góc của NED dương và của NED2 âm. Nói cách khác, Khi NED tăng dần, Tobin’s Q sẽ tăng dần cho đến khi đạt điểm cực đại sẽ đổi chiều giảm dần. Để xác định điểm cực đại, tại đó chiều tác động của NED lên Tobin’s Q thay đổi, hãy xem xét các phương trình sau với tham số ước lượng trong mô hình 3 với ước lượng FEM được sử dụng (y là Tobin’s Q, x là NED): y = 0,3708x – 0,4244x2 dy/dx = 0,3708 – 2.0,4244x = 0,3708 – 0,8488x dy/dx = 0  0,3708 – 0,8488x = 0  x = 0,44 Như vậy, khi tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành NED tăng lên, Tobin’s Q sẽ tăng và đạt giá trị cực đại tại điểm mà NED = 44%, sau đó khi NED tiếp tục tăng, Tobin’s Q sẽ giảm dần. Khi tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng từ 0% đến khoảng 9%, giá trị doanh nghiệp giảm; sự tăng lên của sở hữu giám đốc trong khoảng từ 9% đến 47% sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp; và sau mức 47%, giá trị doanh nghiệp lại giảm. Từ kết quả ước lượng bằng mô hình FEM, có thể thấy hệ số góc VAIC âm, trái với kỳ vọng. Do VAIC lại được cấu thành từ 3 hệ số con, gợi ý rằng những hệ số con này có thể có tác động đến Tobin’s Q với chiều hướng khác nhau. Kết quả hồi quy trong bảng ủng hộ nhận định trên. Thay vì sử dụng hệ số tổng hợp VAIC, 3 hệ số con là HCE, SCE và CEE được đưa vào mô hình. Dấu của 3 hệ số con này không cùng chiều và dấu của mỗi hệ số lại khác nhau giữa các mô hình. Mô hình OLS cho thấy vốn nhân lực HCE có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với Tobin’s Q trong khi vốn cấu trúc SCE có tác động tích cực có ý nghĩa đến biến phụ thuộc này. Tuy nhiên, theo kết quả ước lượng trong mô hình FEM, mô hình phù hợp hơn OLS và REM theo kết quả kiểm định, không tìm thấy tác động có ý nghĩa của hiệu quả vốn nhân lực HCE và hiệu quả vốn cấu trúc SCE lên Tobin’s Q. Tác động tiêu cực có ý nghĩa của VAIC lên Tobin’s Q thực chất không đến từ các yếu tố của vốn tri thức mà là do vốn tài chính CEE. 12 Bảng 4.8: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Các thành tố của VAIC Biến độc lập OLS gộp REM FEM Hệ số góc t Hệ số góc z Hệ số góc t Size 0,0809*** 6,12 0,0000 0,00 -0,0587*** -3,54 CFO 0,0558* 1,82 -0,0003 -0,03 -0,0082 -0,63 Capex -0,0021 -0,11 -0,0031 -0,33 -0,0051 -0,58 Leverage -1,3372*** -16,43 -0,8113*** -11,74 -0,5322*** -7,44 Liquid 0,0121 0,80 -0,0078 -0,94 -0,0089 -1,13 HCE -0,0204*** -3,90 0,0005 0,15 -0,0003 -0,09 SCE 0,4949*** 5,60 -0,0607 -1,07 -0,0367 -0,66 CEE 0,6054*** 13,20 -0,0418 -1,13 -0,1772*** -4,69 OWNCEO -1,7199** -2,25 -1,3292*** -2,66 -1,0530** -2,15 OWNCEO2 11,5829*** 2,67 8,4697*** 3,20 6,9395*** 2,71 OWNCEO3 -11,9561** -2,05 -9,9457*** -2,98 -8,1769** -2,54 SO 0,8432*** 4,88 -0,0658 -0,50 -0,2461* -1,90 SO2 -1,4483*** -5,49 -0,0813 -0,40 0,2183 1,10 FO -0,8068** -2,51 -0,4544** -2,11 -0,3782* -1,81 FO2 4,0453*** 5,70 0,5473 1,11 -0,1335 -0,28 BoardSize -0,0650 -0,76 0,0179 0,38 0,0231 0,51 BoardSize2 0,0058 0,91 -0,0018 -0,50 -0,0027 -0,82 NED -0,1626 -0,52 0,3237* 1,85 0,3741** 2,23 NED2 0,1051 0,37 -0,3831** -2,37 -0,4223*** -2,73 CEOCHAI R 0,0857*** 2,89 -0,0061 -0,32 -0,0222 -1,22 _cons 1,2712*** 4,33 1,8362*** 10,20 2,1256*** 12,05 N 1802 1802 1802 F(20,1781)=56,92 chi2(20)=238,81 F(20,1501)=12,51 *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả 3 kiểm định lựa chọn mô hình cho thấy FEM thích hợp nhất: F – test: F(280, 1503) = 40,97*** Breusch and Pagan LM: chibar2(01) = 2980,35*** Hausman: chi2(20) =161,11*** Các kết quả ước lượng với các thành tố của VAIC cũng chỉ ra các nhân tố còn lại tác động có ý nghĩa giống với kết quả ước lượng với VAIC, góp phần làm tăng tính tin cậy cho kết quả nghiên cứu. 6.2. Phát hiện chính của luận án: Từ những kết quả mô hình hồi quy đa biến như trên, luận án có kết luận như sau về các giả thuyết đã đặt ra: Giả thuyết 1 về quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và giá trị doanh nghiệp bị bác bỏ. Hệ số góc của biến Size âm trong các mô hình ước lượng bằng FEM, với mức ý nghĩa 1%, cho thấy quy mô doanh nghiệp càng lớn thì giá trị doanh nghiệp càng bị thị trường đánh giá thấp. Kết quả này gợi ý rằng 13 với các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam, những nhược điểm của quy mô lớn như khó quản lý, vấn đề đại diện nghiên trọng hơn lớn hơn những lợi ích của hiệu quả kinh tế theo quy mô hay các lợi thế cạnh tranh có được từ sức mạnh thị trường. Trong các mô hình ước lượng bằng OLS, hệ số góc của biến CFO dương có ý nghĩa, gợi ý tác động tích cực của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, trong các mô hình ước lượng bằng REM và FEM, hệ số góc của CFO âm và không có ý nghĩa thông kê. Vì vậy, tác giả kết luận một cách thận trọng sẽ là có ít bằng chứng ủng hộ giả thuyết 2 về tác động tích cực của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp. Có thể dòng tiền hoạt động không phải là chỉ tiêu được nhiều nhà đầu tư quan tâm và sử dụng trong đánh giá doanh nghiệp, dẫn đến mối quan hệ giữa hai biến số này không rõ ràng. Trong hầu hết các kết quả ước lượng, tham số ước lượng không đạt được mức ý nghĩa, đồng nghĩa với việc bác bỏ giả thuyết 3 về tác động tích cực của cơ hội tăng trưởng đến giá trị doanh nghiệp. Lập luận nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam chưa quan tâm nhiều đến các chỉ tiêu về dòng tiền lại một lần nữa có thể lý giải cho kết quả này bởi nghiên cứu này đo lường cơ hội tăng trưởng bằng tỷ lệ dòng tiền đầu tư vào tài sản cố định trên doanh thu thuần. Các nhà đầu tư cá nhân và đầu tư ngắn hạn thường sử dụng phân tích kỹ thuật và các chỉ tiêu lợi nhuận, cổ tức hơn là quan tâm và thực hiện phân tích chuyên sâu về dòng tiền và cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy ủng hộ giả thuyết 4 về tác động tiêu cực của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện giữa cổ đông và chủ nợ hơn là lý thuyết MM với tỷ lệ nợ mục tiêu (tối ưu). Những doanh nghiệp vay nợ nhiều hơn sẽ tham gia những dự án ít rủi ro hơn, đồng nghĩa với việc đầu tư dưới mức. Vì vậy, tỷ lệ vay nợ cao hơn có thể dẫn đến hiệu quả hoạt động thấp hơn, giá trị của cổ động không được tối đa hóa, làm giảm giá trị doanh nghiệp. Và những tổn thất do mục tiêu khác nhau giữa cổ đông và chủ nợ, cùng việc đầu tư dưới mức lớn hơn lợi ích về thuế khi sử dụng đòn bẩy. Kết quả này cũng phần nào ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng. Những doanh nghiệp có giá trị cao nhất, thường phải có mức lợi nhuận cao, lại đi vay ít nhất vì họ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ là lợi nhuận giữ lại trước khi đi vay nợ. Ngược lại, những doanh nghiệp có kết quả kinh doanh kém, giá trị doanh nghiệp thấp, phải tích cực huy động nguồn vốn nợ để tài trợ cho các dự án đầu tư. Hệ số góc của biến Liquid trong hầu hết các mô hình đều âm như kỳ vọng nhưng lại không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng không có 14 bằng chứng ủng hộ giả thuyết 5 rằng khả năng thanh toán tiền mặt có tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này có thể do các doanh nghiệp đều duy trì một tỷ lệ thanh khoản hợp lý, vì vậy không tồn tại tác động của tỷ lệ này đến sự khác nhau về giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, trường hợp này khó có thể xảy ra khi thống kê mô tả cho thấy tỷ lệ thanh khoản rất khác nhau giữa quan sát. Vì vậy, giải thích hợp lý hơn là nhà đầu tư không coi trọng yếu tố khả năng thanh toán tiền mặt của doanh nghiệp khi quyết định đầu tư cổ phiếu. Có lẽ nhà đầu sự phát triển của thị trường tài chính giúp doanh nghiệp có thể dễ dàng huy động nguồn quỹ tức thời khiến nguy cơ vỡ nợ do mất thanh khoản của doanh nghiệp sản xuất là gần như không có. Có ít bằng chứng ủng hộ giả thuyết 8 về ảnh hưởng dương của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp. Trong các mô hình sử dụng hệ số VAIC ước lượng bằng FEM, hệ số góc của biến này âm ở mức ý nghĩa 10%. Chi tiết hơn, mô hình sử dụng 3 thành tố của VAIC là HCE, SCE và CEE gợi tác động tiêu cực của cả chỉ số VAIC là do tác động tiêu cực có ý nghĩa của vốn tài chính CEE trong khi hai hệ số về vốn tri thức là vốn nhân lực HCE và vốn cấu trúc SCE không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, bằng ước lượng OLS, HCE lại có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến Tobin’s Q trong khi SCE có tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả ước lượng của FEM cho rằng không có mối liên hệ có ý nghĩa giữa các thành tố của vốn tri thức (vốn nhân lực và vốn tri thức) đến giá trị doanh nghiệp trong khi ước lượng OLS lại chỉ ra tác động khác nhau (ngược chiều) của hai thành tố này đến giá trị doanh nghiệp. Nếu dựa trên kết quả OLS, có thể thấy nhà đầu tư có vẻ đánh giá giá trị doanh nghiệp cao hơn dựa trên các “sản phẩm” của con người là vốn cấu trúc (cơ sở dữ liệu, phần mềm, chiến lược, quy trình, thủ tục và chuỗi cung ứng...) hơn là dựa trên chính yếu tố con người (vốn nhân lực). Tuy nhiên, rõ ràng kết quả ước lượng bằng FEM là đáng tin cậy hơn. Việc vốn tri thức không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp có thể xuất phát từ việc doanh nghiệp sản xuất Việt Nam tích lũy còn ít vốn tri thức và sự khác nhau giữa các doanh nghiệp còn thấp. Xét theo mô hình của Edvisson (2000), các doanh nghiệp Việt Nam mới ở giai đoạn đầu của quá trình phát triển vốn tri thức. Tuy nhiên, thực tế cho thấy không ít doanh nghiệp niêm yết không chỉ sở hữu nguồn nhân lực chất lượng cao mà còn tạo ra những tài sản tri thức khác giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, sự lý giải hợp lý khác là tại thị trường chứng khoán chưa phát triển như Việt Nam do nhận thức nhà đầu tư về vốn tri thức còn thấp. Vấn đề này sẽ được tiếp tục thảo luận sâu hơn khi so sánh với các thị trường chứng khoán khác trong các phần sau của luận án. 15 Kết quả ước lượng xác nhận mối quan hệ phi tuyến tính (bậc 3) giữa tỷ lệ sở hữu của giám đốc và giá trị doanh nghiệp như đề xuất trong giả thuyết 7. Trong cả 3 mô hình ước lượng bằng OLS, REM và FEM, hệ số góc của biến OWNCEO, OWNCEO 2 và OWNCEO 3 đều có ý nghĩa. Khi tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng lên tới khoảng 9%, giá trị doanh nghiệp sẽ giảm, sau đó tăng lên khi tỷ lệ sở hữu này tăng từ 9 – 47%; sau 47%, giá trị doanh nghiệp lại giảm. Kết quả này cho thấy lý thuyết của Jensen và Meckling (1987) rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc càng lớn, chi phí đại diện càng thấp đúng khi mức sở hữu đạt một mốc nhất định (mà trong trường hợp các doanh nghiệp sản xuất Việt Nam là 9%). Kết quả nghiên cứu cũng ủng hộ giả thuyết cố thủ (entrenchment hypothesis) khi chỉ ra rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc khi đạt một mức cao nào đó (47% trong trường hợp này), việc tăng tỷ lệ sở hữu này sẽ làm phát sinh các chi phí cố thủ và làm giảm giá trị doanh nghiệp. Các kết quả hồi quy cho thấy cấu trúc sở hữu có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, nhưng không ủng hộ các giả thuyết 8a và 8b về mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước và tỷ lệ sở hữu nước ngoài với giá trị doanh nghiệp. Cụ thể, tỷ lệ sở hữu nhà nước có tác động tiêu cực tới giá trị doanh nghiệp. Kết quả này gợi ý rằng Nhà nước sử dụng các doanh nghiệp mà trong đó Nhà nước quyền biểu quyết (nhiều khi là tối đa) để thực hiện các mục tiêu chính trị - xã hội thay vì mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận hơn là tận dụng các mối quan hệ chính trị và hỗ trợ từ Chính phủ để gia tăng giá trị doanh nghiệp. Ngoài ra, cũng có thể là những doanh nghiệp có sở hữu nhà nước còn chịu thêm chi phí đại diện phát sinh do những người đại diện phần vốn nhà nước tại doanh nghiệp. Tương tự, tỷ lệ sở hữu nước ngoài càng lớn sẽ kéo theo giá trị doanh nghiệp càng thấp. Tác động tiêu cực có ý nghĩa của biến FO đến Tobin’s Q hàm ý rằng nhà đầu tư nước ngoài có lẽ đang theo đuổi các lợi ích riêng hơn là cải thiện các vấn đề quản trị công ty hay hiệu quả quản lý tại doanh nghiệp bản địa Việt Nam. Có ý kiến cho rằng nếu sở hữu nước ngoài bị phân toán cho nhiều nhà đầu tư nhỏ, họ khó có thể ảnh hưởng đến hành vi của doanh nghiệp. Tuy nhiên, Phan Huu Viet (2013) trong nghiên cứu của mình đã chỉ ra rằng với hầu hết những doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu trên 30% có một nhà đầu tư nước ngoài nắm giữa tỷ lệ cổ phần lớn nhất hoặc thứ hai. Một nhà đầu tư với tỷ lệ sở hữu lớn có thể sử dụng quyền của cổ đông lớn để tác động tới hành vi của doanh nghiệp mà những hành vi đó làm tổn hại đến lợi ích của những cổ đông khác. Hệ số góc của biến CEOCHAIR trong các ước lượng với FEM âm, đúng với kỳ vọng về tác động tiêu cực của việc kiêm nhiệm đến giá trị doanh nghiệp, 16 nhưng không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Như vậy giả thuyết 9a bị bác bỏ. Tham số ước lượng và thống kê t thấp của 2 biến BoardSize và BoardSize2 cũng là những bằng chứng bác bỏ giả thuyết 9b về ảnh hưởng của quy mô HĐQT đến giá trị doanh nghiệp. Như vậy, tại các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam, không có tồn tại một con số tối ưu về lượng thành viên HĐQT như Lipton và Lorsch (1992) và Jensen (1993) đề xuất (7 – 8 hoặc 8 – 9 thành viên). Thay vào đó, số lượng thành viên HĐQT có lẽ phụ thuộc vào đặc điểm và chiến lược của mỗi doanh nghiệp. Vì vậy, giới hạn số lượng thành viên HĐQT trong khoảng từ 3 – 11 người theo quy định của Bộ Tài chính có vẻ thích hợp, tạo sự linh hoạt cho doanh nghiệp khi áp dụng. Dù không tồn tại một quy mô HĐQT tối ưu, có bằng chứng ủng hộ về tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành tối ưu. Giả thuyết về mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành (NED) và giá trị doanh nghiệp được ủng hộ. Như đã phân tích, tỷ lệ này xoay quanh khoảng 44%, lớn hơn mức tối thiểu yêu cầu bởi Bộ Tài chính (33,33%). Trong phần tiếp theo, luận án tiến hành phân tích cấp ngành và rút ra một số kết luận về các ngành nhỏ thuộc ngành sản xuất công nghiệp: Quy mô nhìn chung có ảnh hưởng tiêu cực đến giá trị của doanh nghiệp vì hệ số góc của biến Size âm trong cả 6 mô hình, dù không đạt được mức ý nghĩa trong tất cả các mô hình. Không tìm thấy bằng chứng ủng hộ tác động của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp của cả 6 ngành. Ảnh hưởng của cơ hội đầu tư không thống nhất giữa các ngành khi dấu của Capex khác nhau giữa các mô hình. Khi đòn bẩy tài chính tăng, giá trị doanh nghiệp đi xuống. Hệ số góc của VAIC âm và có ý nghĩa trong ngành Hàng tiêu dùng và Tiện ích. Tuy nhiên, như đã phân tích trước đó, tác động âm này không phải do các yếu tố vốn tri thức (HCE và SCE) trong hệ số VAIC mà là yếu tố về vốn hữu hình và tài chính (CEE). Vì vậy, không thể khẳng định vốn tri thức có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Tác động của sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài cũng khác nhau giữa các ngành. Đáng chú ý nhất là tỷ lệ sở hữu nhà nước cùng có mối quan hệ phi tuyến tính với giá trị doanh nghiệp trong hai ngành Công nghệ và Tiện ích nhưng dạng parabol lại ngược nhau khi ngành Công nghệ là hình lồi (concave) thì ở ngành Tiện ích là hình lõm (convex). Kết quả này hàm ý những chính sách thoái vốn nhà nước khác nhau tại các ngành nghề khác nhau. Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu giám đốc rõ ràng nhất trong ngành Hàng tiêu dùng. Ảnh hưởng của việc kiêm nhiệm cũng là khác nhau cả về mức độ và chiều tác động, khi dấu của hệ số ước lượng âm trong 3 ngành và dương trong 3 ngành. Quy mô HĐQT không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp ở 17 các ngành. Tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành có tác động tiêu cực đến Tobin’s Q trong ngành Hàng công nghiệp. 6.3. Kết luận về ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và giá trị doanh nghiệp. Kết quả này gợi ý những nhược điểm của quy mô lớn vượt trội những lợi ích mà nó mang lại. Những lợi ích trên mỗi đơn vị quy mô tăng thêm có lẽ là giảm dần, dẫn đến những doanh nghiệp sản xuất niêm yết, vốn phải có quy mô tương đối lớn để đáp ứng yêu cầu niêm yết thì lợi ích, càng không có được nhiều lợi ích từ quy mô lớn hơn. Thay vào đó, kết quả nghiên cứu củng cố quan điểm về các vấn đề phát sinh do sự cồng kềnh gây ra như hiệu quả hoạt động thấp và vấn đề đại diện. Tác động tiêu cực của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp trong hầu hết trường hợp đã không ủng hộ lý thuyết MM về cơ cấu vốn tối ưu. Kết quả thực nghiệm cũng cho thấy lý thuyết tín hiệu của Ross (1977) không đúng trong trường hợp của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam. Thay vào đó, lý thuyết trật tự phân hạng và quan điểm của Fama và French (1988) rằng nợ cao là tín hiệu xấu về triển vọng của doanh nghiệp, bởi lợi nhuận tương lai sẽ bị ảnh hưởng tiêu cực, một phần dòng tiền được dùng để trả nợ và số vốn dùng cho đầu tư tương lai giảm. Nghiên cứu chỉ ra rằng dòng tiền hoạt động và dòng tiền đầu tư tài sản cố định ít giải thích được giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu cũng cho thấy nắm giữ tỷ lệ thanh toán tiền mặt cao hơn sẽ gây tổn hại đến giá trị doanh nghiệp. Luận án này là nghiên cứu đầu tiên tại Việt Nam sử dụng cách tiếp cận VAIC để nghiên cứu ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp. Dù nghiên cứu cung cấp ít bằng chứng về vai trò của vốn tri thức đối với việc gia tăng giá trị doanh nghiệp, ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp có nên tảng lý thuyết vững chắc với sự hỗ trợ của nhiều bằng chứng thực nghiệm trên thế giới. Qua đó, luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các nguồn lực vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được nhận thức đầy đủ bởi các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy doanh nghiệp có thể nâng cao giá trị doanh nghiệp thông qua việc tác động vào cơ cấu sở hữu, cụ thể là tỷ lệ sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và sở hữu của giám đốc. Mối quan hệ phi tuyến tính giữa sở hữu giám đốc và giá trị doanh nghiệp có thể được coi là bằng chứng ủng hộ cả lập luận của Jensen và Meckling (1976) rằng chi phí đại diện giảm khi 18 tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng và giả thuyết cố thủ rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc quá cao sẽ phát sinh những chi phí cố thủ. Từ tổng quan các nghiên cứu trước đây, có thể thấy luận án này là một trong số ít nghiên cứu trên thế giới nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp, và giữa tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đối với các biến về HĐQT thống nhất những thông lệ quốc tế và quy định pháp luật của Việt Nam về quản trị công ty. Cụ thể, quy mô HĐQT không có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, vì vậy không có cơ sở để phản bác quy định số lượng thành viên HĐQT trong khoảng từ 3-11 người. Hơn nữa, khoảng biến thiên trên cũng chứa giá trị mà Jensen (1993) và Lipton và Lorsch (1992) cho là tối ưu (7-9 thành viên). Bộ Tài chính cũng có quy định linh hoạt về việc kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và (Tổng) Giám đốc: không khuyến khích kiêm nhiệm nhưng vẫn cho phép nếu đại hội đồng cổ đông chấp thuận. Có thấy thể tính hợp lý của sự linh hoạt này khi kết quả nghiên cứu cho thấy chiều tác động của kiêm nhiệm đến giá trị là khác nhau giữa các ngành. Cuối cùng, tỷ lệ HĐQT không điều hành tối ưu mà kết quả nghiên cứu đưa ra là khoảng 44%, lớn hơn mức tối thiểu 33,33% theo quy định. Điều đó đồng nghĩa với việc rằng doanh nghiệp có thể thay đổi cơ cấu HĐQT sao cho đạt được tỷ lệ gần với mức tối ưu mà không vi phạm quy định của pháp luật. 7. Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của luận án: Ngoài việc tổng kết cơ sở lý luận về giá trị doanh nghiệp, những phương pháp xác định giá trị doanh nghiệp, lý luận về mối quan hệ giữa những nhân tố vi mô và giá trị doanh nghiệp, kiểm định ảnh hưởng của các nhân tố vi mô thông thường (quy mô doanh nghiệp, dòng tiền hoạt động, cơ hội tăng trưởng, đòn bẩy tài chính, khả năng thanh khoản), lên giá trị doanh nghiệp, luận án đóng góp những kết quả mới mẻ như sau : - Lần đầu tiên đặt ra giả thuyết về ảnh hưởng của nhân tố vốn tri thức VAIC lên giá trị doanh nghiệp và tiến hành kiểm định thực nghiệm ảnh hưởng của nhân tố này. Luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các nguồn lực vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được nhận thức đầy đủ bởi các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam. - Đây là một trong số ít những nghiên cứu trên thế giới nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp, và giữa tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập với giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đối với các biến về HĐQT thống nhất với những thông lệ quốc tế và quy định pháp luật của Việt Nam về quản trị công ty. 19 - Luận án tiến hành tổng hợp phân tích nhiều nhân tố trong một công trình, chứ không tiến hành nghiên cứu tác động của từng nhân tố riêng lẻ như trong nhiều công trình nghiên cứu đã tiến hành tại Việt Nam. - Luận án giới hạn phạm vi nghiên cứu ở ngành sản xuất công nghiệp, là một nét mới chưa được thực hiện trong những nghiên cứu trước đây, nhằm tìm ra được những hướng giải quyết cho các nhà quản lý trong công tác nâng cao giá trị doanh nghiệp. - Tác giả luận án có tham khảo những kinh nghiệm quốc tế trong vấn đề tác động vào các nhân tố vi mô nhằm nâng cao gia trị doanh nghiệp, đưa luận án đến gần hơn với các vấn đề của kinh tế quốc tế. - Các công trình quốc tế là thường đi sâu vào phân tích định lượng và mô tả khá chi tiết các kết quả định lượng, mà hạn chế các luận điểm định tính. Các tác phẩm này thường kiểm định và rút ra kết luận cụ thể cho một trường hợp cụ thể mà không hướng đến việc đề xuất giải pháp cải thiện giá trị doanh nghiệp ở các quốc gia nghiên cứu. Luận án này đã khắc phục được điều đó, và đã triển khai đưa ra những giải pháp rất cụ thể cho doanh nghiệp trong chương 5 như sau: Giảm tác động tiêu cực của quy mô đến giá trị doanh nghiệp - Giảm quy mô tổng tài sản thông qua giảm nợ vay Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy cả quy mô tài sản và tỷ lệ nợ nhìn chung có tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp. Với những doanh nghiệp có tỷ lệ đòn bẩy cao, giảm nợ vừa có tác động trực tiếp đến giá trị doanh nghiệp vừa có ảnh hưởng gián tiếp đến giá trị doanh nghiệp thông qua sự sụt giảm của quy mô. - Giảm đầu tư dàn trải Việc doanh nghiệp đầu tư vào nhiều lĩnh vực khác nhau là một trong những lý do khiến cho quy mô doanh nghiệp phình to. Nếu quy mô doanh nghiệp xuất phát từ mở rộng sản xuất kinh doanh sản phẩm cốt lõi và sản phẩm liên quan sẽ giúp doanh nghiệp đạt được lợi ích từ tính kinh tế theo quy mô (economies of scale) và tính kinh tế theo phạm vi (economics of scope); nhưng khi doanh nghiệp sản xuất đầu tư vào những lĩnh vực ít hoặc không liên quan như chứng khoán hay bất động sản, sự thiếu kinh nghiệm, lợi thế cạnh tranh cũng những rủi ro khác có thể dẫn đến những khoản thua lỗ làm giảm giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, doanh nghiệp có quy mô tăng trưởng không xuất phát từ nhu cầu phát triển lĩnh vực kinh doanh chính cần tinh gọn danh mục đầu tư. - Tăng cường hiệu quả quản lý và quản trị công ty Khi quy mô tăng lên theo sự mở rộng sản xuất kinh doanh sản phẩm cốt lõi và sản phẩm liên quan, năng lực quản lý cũng phải được nâng lên. Khi doanh 20 nghiệp chuyển mình từ giai đoạn mới tăng trưởng sang tăng trưởng nhanh hoặc giai đoạn trưởng thành, sự thay đổi về giám đốc điều hành và ban điều hành là điều cần thiết. Ngoài khả năng có thể phải thay thế những nhà lãnh đạo có kinh nghiệm và tầm nhìn tốt hơn, sự thay đổi về số lượng và phân công chuyên môn hóa trong ban điều hành cũng có vai trò quan trọng. Doanh nghiệp lớn hơn cần đến các giám đốc tài chính, giám đốc kinh doanh, giám đốc sản xuất... bên cạnh giám đốc điều hành chung. Bên cạnh đó, để giảm nhẹ các vấn đề đại diện, cần đến các biện pháp quản trị công ty tốt hơn và sẽ được thảo luận trong các giải pháp sau. Giảm tỷ lệ thanh toán tiền mặt Việc giảm tỷ lệ này có thể được thực hiện bằng cách (1) giảm tiền mặt, giữ nguyên mức nợ ngắn hạn, hoặc (2) giảm cả tiền mặt và nợ ngắn hạn nhưng tiền mặt giảm với tỷ lệ lớn hơn, hoặc (3) giữ nguyên tiền mặt, tăng mức nợ ngắn hạn, hoặc (4) tăng tiền mặt và tăng nợ ngắn hạn nhưng nợ ngắn hạn tăng với tỷ lệ lớn hơn. Do tăng nợ ngắn hạn sẽ kéo theo sự tăng lên của đòn bẩy tài chính (với mức nợ dài hạn không đổi), mà đòn bẩy tài chính lại có tác động tiêu cực tới giá trị doanh nghiệp, nên rõ ràng cách thực hiện thứ (3) và (4) sẽ tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp thông qua giảm tỷ lệ thanh toán nhưng lại ảnh hưởng tiêu cực do gia tăng tỷ lệ nợ. Vì vậy, tùy thuộc vào tình hình cụ thể của doanh nghiệp, việc giảm tỷ lệ thanh toán tiền mặt nên được thực hiện theo cách (1) hoặc (2). Nâng cao vốn tri thức và tăng cường công bố thông tin về vốn tri thức Nghiên cứu sử dụng cách tiếp cận vốn tri thức gồm hai thành phần chính là vốn nhân lực và vốn cấu trúc. Dù tìm thấy ít bằng chứng chỉ ra mối liên hệ trực tiếp có nghĩa giữa vốn tri thức và giá trị doanh nghiệp, kết quả này cùng những phân tích và so sánh với kết quả nghiên cứu thế giới cũng có những hàm ý. Thứ nhất, để tăng cường hiểu biết của nhà đầu tư về vốn tri thức, bản thân doanh nghiệp cần công bố thông tin nếu sở hữu nguồn vốn tri thức dồi dào, trừ những yếu tố cần đến bảo mật thông tin. Tất nhiên, với những doanh nghiệp còn non trẻ, chưa tích lũy được nhiều vốn tri thức thì cần phải bổ sung và phát triển nguồn vốn này để nhận được đánh giá cao từ thị trường cũng như bắt kịp với xu thế phát triển. Để phát triển vốn cấu trúc, doanh nghiệp có thể thông qua đầu tư, xây dựng hoặc nâng cấp hệ thống máy tính, cơ sở dữ liệu, phần mềm, chiến lược, quy trình, thủ tục, chuỗi cung ứng.... Mặt khác, việc phát triển những thứ đặc trưng của doanh nghiệp, phải phù hợp với cấu trúc và đặc điểm riêng của doanh nghiệp như chiến lược, quy trình, thủ tục... đòi hỏi sự tích lũy và xây dựng từ bên trong doanh nghiệp, mà cụ thể hơn là nhân lực. Vì vậy, dù không tìm thấy tác động trực tiếp của vốn 21 nhân lực đến giá trị doanh nghiệp, việc phát triển nguồn nhân lực vẫn có những tác động gián tiếp. Thu hút được nhân tài không chỉ tạo ra nguồn nhân lực chất lượng cao, giúp gia tăng hiệu quả hoạt động mà chính họ là những người tạo ra vốn cấu trúc cho doanh nghiệp. Thay đổi cơ cấu sở hữu vốn cổ phần Tất cả các biến liên quan đến sở hữu cổ phần đều có tác động có ý nghĩa đến doanh nghiệp. Vì vậy, thay đổi tỷ lệ sở hữu bởi các đối tượng khác nhau sẽ dẫn đến sự thay đổi trong giá trị doanh nghiệp. Do sở hữu nhà nước tại doanh nghiệp thuộc về ý chí của các cơ quan nhà nước hơn là bản thân doanh nghiệp, doanh nghiệp thường không thể chủ động thay đổi tỷ lệ sở hữu nhà nước. Vì vậy, giải pháp của doanh nghiệp là tác động vào tỷ lệ sở hữu nước ngoài và tỷ lệ sở hữu của giám đốc. - Giảm tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn nước ngoài hoặc phân tán sở hữu nước ngoài Giải pháp này tất nhiên không dành cho những doanh nghiệp có hợp tác chiến lược với các nhà đầu tư nước ngoài (mối quan hệ mà trong đó hai bên có chung mục tiêu hoặc chí ít lợi ích, trách nhiệm và các điều khoản khác được quy định rõ ràng) bởi nó sẽ làm giảm những lợi ích mà nhà đầu tư chiến lược mang lại như kinh nghiệm quản lý, cơ hội kinh doanh, quản trị công ty.... Trường hợp này có lẽ xảy ra nhiều với các doanh nghiệp ngành Thiết bị y tế khi mà tỷ lệ sở hữu nước ngoài tăng giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp. Ngược lại, với những doanh nghiệp có cổ đông lớn là nhà đầu tư nước ngoài, thực thể mà sẽ hành động mang lợi ích cho mình nhưng lại gây tổn hại đến lợi ích của cổ đông khác, cần phải giảm tỷ lệ sở hữu của những cổ đông lớn này. Tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nước ngoài có thể được chuyển giao cho cổ đông nội địa hoặc phân tán cho các cổ đông nước ngoài khác miễn sao đảm bảo rằng không có cổ đông nước ngoài có đủ sở hữu để tác động đến hành vi của tổ chức. Riêng đối với doanh nghiệp ngành Vật liệu cơ bản, doanh nghiệp chỉ nên giảm tỷ lệ sở hữu nước ngoài khi tỷ lệ này lớn hơn khoảng 18%. - Điều chỉnh tỷ lệ sở hữu của giám đốc Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ giám đốc có quan hệ phi tuyến tính với giá trị doanh nghiệp, vì vậy, việc điều chỉnh tỷ lệ sở hữu của giám đốc cần khớp với các mức mà tại đó hướng tác động của tỷ lệ này lên giá trị doanh nghiệp thay đổi. Với trường hợp giám đốc sở hữu ít hơn 9% cổ phần, doanh nghiệp cần có các biện pháp nhằm khuyến khích giám đốc hành động hướng tới tối đa hóa lợi ích của cổ đông. Ví dụ như gắn phúc lợi của giám đốc với kết quả hoạt động kinh doanh. Hàm lợi ích của giám đốc theo lợi nhuận không nên là hàm giảm 22 dần khi tỷ lệ sở hữu của giám đốc tăng lên (vẫn nhỏ hơn 9%), vì như đã đã phân tích, chi phí đại diện do hành động của giám đốc chệch khỏi lợi ích cổ đông có thể vượt xa mức lợi nhuận trích thưởng cho giám đốc. Nếu tỷ lệ sở hữu của giám đốc tại doanh nghiệp trong khoảng từ 9-47%, nên tăng tỷ lệ sở hữu giám đốc để tăng giá trị doanh nghiệp nhờ giảm các vấn đề đại diện và chi phí phát sinh từ đó. Ngoài ra, Đại hội đồng cổ đông nên áp dụng hình thức thưởng cổ phiếu cho giám đốc và các thành viên khác trong ban điều hành để gia tăng lợi ích chung giữa người đại diện và bên ủy quyền. Tuy nhiên, doanh nghiệp có giám đốc sở hữu trên 47% cổ phần nên giảm tỷ lệ này do các tác động của chi phí cố thủ bắt đầu xuất hiện khiến giá trị của doanh nghiệp bị ảnh hưởng tiêu cực. Tăng cường quản trị công ty thông qua HĐQT - Về quy mô HĐQT Mô hình nghiên cứu với toàn bộ mẫu và từng ngành không tìm thấy bằng chứng cho thấy ảnh hưởng có ý nghĩa của quy mô HĐQT đến giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, việc quyết định số lượng thành viên HĐQT của doanh nghiệp nên tùy thuộc vào tình hình và ý chí của đại hội đồng cổ đông. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu trên thế giới phần lớn đều chỉ ra quy mô HĐQT lớn hơn sẽ làm giảm hiệu quả và giá trị doanh nghiệp. Thực tế không ít doanh nghiệp có số thành viên lên đến 11 người, mức tối đa theo quy định của Bộ Tài chính, cần chú ý đến hiệu quả làm việc của HĐQT và xem xét việc duy trì một quy mô HĐQT lớn như vậy có thực sự cần thiết. Tuy nhiên, doanh nghiệp không nên giảm quy mô HĐQT một cách đột ngột và trong thời gian ngắn bởi hành xử như vậy sẽ khiến doanh nghiệp gánh chịu những chi phí không nhất thiết phải phát sinh. Việc sa thải một thành viên HĐQT với lý do đơn thuần là để giảm quy mô có thể làm tổn hại đến danh tiếng của doanh nghiệp, và kéo theo là khả năng tuyển dụng trong tương lai (Coles và cộng sự, 2008). - Về tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành Kết quả thực nghiệm cho thấy với tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành quanh mức 44% giá trị doanh nghiệp đạt mức cao nhất. Vì vậy, doanh nghiệp nên bổ nhiệm số lượng thành viên không điều hành tương ứng với quy mô HĐQT để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Việc duy trì tỷ lệ quá thấp hoặc quá cao so với mức tối ưu đều dẫn đến sự sụt giảm trong giá trị doanh nghiệp. - Về kiêm nhiệm chức vụ chủ tịch HĐQT Ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm không giống nhau giữa các ngành. Doanh nghiệp trong các ngành Vật liệu cơ bản, Hàng công nghiệp và Công nghệ nên theo 23 đuổi mô hình kiêm nhiệm để gia tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp trong khi doanh nghiệp trong các ngành Hàng tiêu dùng, Thiết bị y tế và Tiện ích nên tách rời vai trò của Chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành. Kiến nghị Tới nhà đầu tư và chuyên gia Xem xét các nhân tố phi tài chính trong định giá thay vì dựa hoàn toàn vào các mô hình định giá cổ điển và các khoản mục trên báo cáo tài chính. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các nhân tố về sở hữu, vốn tri thức, quản trị doanh nghiệp có ảnh hưởng đáng kể đến giá trị doanh nghiệp. Các yếu tố vô hình đang ngày càng chiếm một tỷ lệ lớn hơn trong giá trị doanh nghiệp, ngay cả đối với doanh nghiệp sản xuất. Vì vậy, nhà đầu tư cần tính đến những yếu tố này khi lựa chọn danh mục và ra quyết định đầu tư. Phân tích từng ngành chỉ ra những yếu tố ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp là khác nhau với mức độ cũng khác nhau. So sánh kết quả các nghiên cứu trên thế giới cũng cho thấy những điểm khác nhau về các nhân tố và cách thức chúng ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp do sự không tương đồng về nhận thức của nhà đầu tư, mức độ phát triển của thị trường tài chính và quy định pháp luật giữa các quốc gia. Những điều này nhấn mạnh vai trò của phân tích vĩ mô (quốc gia, ngành) trong phân tích và định giá doanh nghiệp. Vì vậy, nghiên cứu bối cảnh quốc gia và đặc điểm ngành một cách kỹ lưỡng là cần thiết với các chuyên viên phân tích và các nhà đầu tư dài hạn. Tới các cơ quan Nhà nước - Tiếp tục tiến trình giảm tỷ lệ sở hữu tại các doanh nghiệp niêm yết Trong thời gian qua, Tổng công ty Đầu tư và Kinh doanh vốn Nhà nước SCIC đã đẩy mạnh việc bán vốn tại các doanh nghiệp Nhà nước không cần nắm giữ vốn để tích tụ vốn đầu tư vào ngành, lĩnh vực then chốt. Kết quả nghiên cứu khẳng định chủ trương và hành động trên là hợp lý, giúp làm giảm những chi phí chính trị và sự thiếu hiệu quả trong quản lý và cải thiện giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, SCIC nên tiếp tục đẩy mạnh thoái vốn các doanh nghiệp Nhà nước không cần nắm giữ vốn theo lộ trình của Chính phủ, Thủ tướng Chính phủ ngoại trừ một số doanh nghiệp quan trọng hoặc Nhà nước cần chi phối. Kết quả ước lượng với từng ngành gợi ý vốn Nhà nước nên được rút hết khỏi ngành Thiết bị y tế. Sở hữu nhà nước tại các doanh nghiệp ngành Công nghệ nen quanh mức 24% để giá trị doanh nghiệp được tối đa. Với doanh nghiệp 24 ngành Tiện ích, vốn Nhà nước nên được duy trì ở mức rất thấp hoặc rất cao, tránh các mức tỷ lệ sở hữu quanh 29%. - Tăng cường giám sát tình hình thực hiện quản trị công ty Kết quả nghiên cứu của luận án và các nghiên cứu trên thế giới nhìn chung cho thấy các việc áp dụng các quy định pháp luật và thông lệ quốc tế về quản trị công ty giúp doanh nghiệp gia tăng giá trị doanh nghiêp. Tuy nhiên, bên cạnh ban hành các quy định, Bộ Tài Chính và hai Sở giao dịch cần tích cực hơn trong việc theo dõi tình hình thực hiện các quy định này. - Thống nhất mẫu báo cáo và xây dựng cơ sở dữ liệu điện tử về thông tin phi tài chính Một trong những khó khăn trong quá trình thực hiện luận án là thu thập dữ liệu phi tài chính của doanh nghiệp và tác giả tin đây là khó khăn chung của nhiều nhà nghiên cứu và nhà đầu tư. Khó khăn này bắt nguồn từ hai thực tế sau. Thứ nhất, không có cơ sở dữ liệu điện tử tương đối đầy đủ về thông tin phi tài chính của các doanh nghiệp niêm yết. Ngay cả cơ sở dữ liệu của StoxPlus, một công ty cung cấp dịch vụ dữ liệu tài chính, cũng chủ yếu là các thông tin trên báo cáo tài chính chứ không cung cấp những thông tin về quản trị công ty và những thông tin định tính khác. Thứ hai, không có sự thống nhất giữa báo cáo của doanh nghiệp niêm yết gửi Sở giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX). Thông tin về báo cáo tài chính là như nhau giữa các doanh nghiệp dù niêm yết trên Sở giao dịch nào vì có quy định trong chuẩn mực kế toán. Tuy nhiên, những thông tin phi tài chính công bố lại không giống nhau giữa các doanh nghiệp và được sắp xếp khác nhau giữa các doanh nghiệp niêm yết trên hai sàn HOSE và HNX. Các nhà nghiên cứu và nhà đầu tư sẽ mất nhiều thời gian và công sức khi nhìn vào những báo cáo khác nhau nếu muốn tìm hiểu một số lượng lớn doanh nghiệp. Việc xây dựng cơ sở dữ liệu thông tin phi tài chính là cần thiết vì kết quả nghiên cứu cho thấy nhiều biến phi tài chính có tác động có ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Sự phát triển của nền kinh tế tri thức và vai trò ngày càng tăng của các tài sản vô hình khiến cho những thông tin kế toán trở nên ít ý nghĩa hơn trong việc giải thích giá trị doanh nghiệp. Nguồn dữ liệu không những giúp ích cho hoạt động nghiên cứu mà còn là công cụ để nhà đầu tư phân tích và định giá doanh nghiệp chính xác hơn. DANH MỤC CÔNG TRÌNH ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ LIÊN QUAN ĐẾN LUẬN ÁN 1. Lê Phương Lan (2017), Factors affecting the capital structure of textile and garment industry in Vietnam, Conference Proceedings, Using Stoxplus’s Database in Empirical Research at Foreign Trade University, 1/2017 2. Lê Phương Lan (2016), Các nhân tố ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Tạp chí Kinh tế đối ngoại số 85. 3. Lê Phương Lan (2016), An empirical test of calendar effects in Vietnam Stock market, External Economics Review, No. 80, P.28-39 4. Lê Phương Lan (2015), Áp dụng mô hình định giá tài sản để xác định lợi suất kỳ vọng của cổ phiếu: trường hợp các doanh nghiệp sản xuất thép niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Tạp chí Kinh tế đối ngoại, số 71, ISBN 1859-4050. 5. Lê Phương Lan (2014), An application of different methods in calculating expected rates of return of steel manufacturing firms listed on Vietnam stock exchanges in 2010-2013 period, Kỷ yếu Hội thảo khoa TCNH tháng 4/2014, tổ chức tại ĐH Ngoại thương. 6. Lê Phương Lan (2013), An application of Z-score model in evaluating bankruptcy possibility of manufacturing companies listed on Vietnam stock exchanges in 2010-2012 period, Kỷ yếu Hội thảo " Finance and Banking Management" khoa TCNH, tổ chức tại ĐH Ngoại thương, tháng 10/2013.