Các hệ số tương quan Pearson nói lên mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Nếu giữa 2 biến có sự tương quan chặt thì có thể xảy ra vấn đềđa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
Bảng 3.4 trình bày ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình gốc. Trong đó, chỉ có tương quan giữa biến INSOWN và MANOWN là tương đối cao hơn so với tương quan giữa các biến độc lập khác nhưng nhìn chung ma trận tương quan cho thấy các biến độc lập không có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này ngụ ý rằng giữa các biến độc lập ít có khả năng xảy ra đa cộng tuyến. Để củng cố nhận định này, một kiểm định sẽđược trình bày trong nghiên cứu phía dưới.
Bảng 3.4: Ma trận tương quan Pearson
Correlations
ROA FOROWN MANOWN INSOWN LIAtoEQUI CURR ROA Pearson Correlation 1 .453** -.119 .086 -.420** .301**
Sig. (2-tailed) .000 .074 .196 .000 .000
N 228 228 228 228 228 228
FOROWN Pearson Correlation .453** 1 -.146* -.162* -.290** .152* Sig. (2-tailed) .000 .027 .014 .000 .022
N 228 228 228 228 228 228
MANOWN Pearson Correlation -.119 -.146* 1 -.558** .012 -.185** Sig. (2-tailed) .074 .027 .000 .860 .005
N 228 228 228 228 228 228
INSOWN Pearson Correlation .086 -.162* -.558** 1 .015 .204** Sig. (2-tailed) .196 .014 .000 .821 .002
N 228 228 228 228 228 228
LIAtoEQUI Pearson Correlation -.420** -.290** .012 .015 1 -.364** Sig. (2-tailed) .000 .000 .860 .821 .000
N 228 228 228 228 228 228
CURR Pearson Correlation .301** .152* -.185** .204** -.364** 1 Sig. (2-tailed) .000 .022 .005 .002 .000
N 228 228 228 228 228 228
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
4.1 Mô hình gốc: quan hệ giữa thành phần sở hữu nước ngoài, sở hữu tổ chức, sở hữu ban giám đốc và ROA
Dựa trên nghiên cứu gốc của Uwuigbe và Olusanmi (2012), học viên tiến hành mô hình hồi quy với 3 biến độc lập FOROWN, INSOWN, MANOWN, 2 biến kiểm soát là LIAtoEQUI, CURR và 1 biến phụ thuộc là ROA.
Bảng 4.1: Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .577a .332 .317 .07627013 .332 22.112 5 222 .000 a. Predictors: (Constant), INSOWN, FOROWN, MANOWN, CURR, LIAtoEQUI
Bảng 4.2: ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression .643 5 .129 22.112 .000a
Residual 1.291 222 .006
Total 1.935 227
a. Predictors: (Constant), INSOWN, FOROWN, MANOWN, CURR, LIAtoEQUI b. Dependent Variable: ROA
Bảng 4.3: Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) .044 .020 2.139 .034 FOROWN .236 .037 .391 6.411 .000 .809 1.236 MANOWN .028 .037 .052 .753 .452 .625 1.599 INSOWN .066 .029 .158 2.243 .026 .609 1.642 LIAtoEQUI -.018 .004 -.265 -4.332 .000 .803 1.245 CURR .006 .003 .122 2.007 .046 .813 1.230 a. Dependent Variable: ROA
4.1.1 Khả năng giải thích của mô hình
Bảng 4.1 cho thấy mức độ giải thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc trong mẫu nghiên cứu, thể hiện qua hệ số R2 = 57,7% và R2 hiệu chỉnh = 31,7%. Kết quả này cho thấy các biến độc lập giải thích được 31,7% sự thay đổi của ROA, phần còn lại được giải thích bởi các yếu tố khác chưa thể hiện trong mô hình. Mặc dù tỷ lệ giải thích này chưa cao nhưng nó cũng cho thấy cơ cấu sở hữu có sức ảnh hưởng không nhỏ đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên HSX bên cạnh các yếu tố khác. Các cơ cấu sở hữu khác nhau sẽ góp phần tác động khác nhau
đến các quyết định quan trọng của các công ty, từđó tạo nên khả năng giải thích của cơ cấu sở hữu đối với hiệu quả các công ty, trong nghiên cứu này được thể hiện qua tỷ lệ ROA.
4.1.2 Quan hệ thực nghiệm giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc
So với nghiên cứu gốc của Uwuigbe và Olusanmi (2012), kết quả hồi quy của học viên tương đồng với kết quả của các tác giả ở các biến FOROWN và INSOWN, nhưng chưa có sự tương đồng ở biến MANOWN. Cụ thể:
a) Quan hệ giữa thành phần sở hữu nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp:
Biến FOROWN có hệ số hồi quy khá cao 0,236 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy quan hệ cùng chiều giữa biến FOROWN và ROA. Khi phần vốn sở hữu nước ngoài tăng 1 đơn vị có xu hướng sẽ khiến hiệu quả hoạt động của công ty tăng 0,236 đơn vị.
Đây cũng là biến có mối quan hệ mạnh nhất với ROA trong nghiên cứu này. Do đó, có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H1 và xác nhận có mối quan hệ giữa phần vốn sở hữu nước ngoài và hiệu quả hoạt động của các công ty trong mẫu nghiên cứu. Kết quả
này phù hợp với đa số các nghiên cứu trước đó tìm thấy quan hệ cùng chiều giữa thành phần sở hữu nước ngoài và hiệu quả hoạt động các công ty như Uwuigbe và Olusanmi (2012), Vincent (2011), Nazli et al. (2010), v.v... Theo Vincent (2011), kết quả này dường nhưđược chấp nhận rộng rãi trên toàn thế giới do một số yếu tố.
Đầu tiên, các công ty có thành phần sở hữu nước ngoài thường có thể tiếp cận hệ
hoạch hỗ trợ cho các chi nhánh non trẻ là những yếu tố khác làm tăng hiệu quả hoạt
động của các công ty có thành phần sở hữu nước ngoài. Hơn nữa, việc chuyển giao công nghệ mới và mô hình quản trị đã được kiểm nghiệm trên thế giới cũng là những lợi ích mà nhà đầu tư nước ngoài giúp công ty giảm chi phí hoạt động và nâng cao hiệu quả.
Tương tự như vậy, tại Việt Nam, kể từ khi nền kinh tế mở cửa chào đón các đối tác nước ngoài, các doanh nghiệp Việt Nam ngày càng đón nhận được nhiều dòng vốn ngoài theo nhiều hình thức đầu tư khác nhau, trong đó có hình thức mua cổ phần và trở thành cổ đông của các doanh nghiệp trong nước. Tủy theo tỷ lệ sở hữu khác nhau các cổđông nước ngoài có thể có tầm ảnh hưởng khác nhau đối với các công ty trong nước. Tuy nhiên, nhìn chung, các công ty có sự xuất hiện của các cổ đông nước ngoài thường có thể năng động hơn và có một số lợi thế như được tiếp thu những kiến thức, kỹ năng về chuyên môn quản lý, nghiệp vụ, công nghệđến từ thế
giới, được hỗ trợ về nguồn lực tài chính hoặc nhân sự, có thể nắm bắt nhanh hơn những cơ hội mới trong lĩnh vực hoạt động hoặc trên thế giới, v.v... Đây có thể là lý do góp phần tạo nên mối quan hệ cùng chiều giữa cơ cấu sở hữu và hiệu quả hoạt
động của các công ty trong mẫu nghiên cứu và cũng tạo sự tương đồng về kết quả
nghiên cứu so với Uwuigbe và Olusanmi (2012).
b) Quan hệ giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp:
Biến INSOWN có hệ số hồi quy 0,066 với mức ý nghĩa 5%, cho thấy quan hệ cùng chiều giữa biến INSOWN và ROA. Mặc dù hệ số hồi quy khá nhỏ nhưng nó cũng cho thấy khi phần vốn sở hữu tổ chức tăng 1 đơn vị có xu hướng giúp hiệu quả hoạt
động của công ty tăng 0,066 đơn vị. Do đó, có cơ sở bác bỏ giả thuyết H2 và xác nhận có mối quan hệ giữa phần vốn sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động của các công ty trong mẫu nghiên cứu. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Uwuigbe và Olusanmi (2012), Mishari et al. (2012), Alireza và Ali (2011), v.v... tìm thấy quan hệ cùng chiều giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động các công ty. Các tổ chức này có thể là các định chế tài chính hoặc các công ty bình thường có
nắm giữ cổ phần ở những công ty khác. Dù với tổ chức nào, sự hiện diện của các nhà đầu tư tổ chức cũng có thể góp phần hỗ trợ doanh nghiệp về nguồn vốn, kinh nghiệm quản lý, mô hình kinh doanh, v.v...và có thểảnh hưởng đến các quyết định của hội đồng quản trị cũng như với việc kiểm soát chi phí, tạo quan hệ cùng chiều với hiệu quả hoạt động của công ty.
Đối với các công ty trong mẫu nghiên cứu tại Việt Nam, thành phần sở hữu tổ chức chủ yếu là các tổ chức trong nước do các tổ chức nước ngoài đã bao hàm trong biến FOROWN. Mặc dù vậy, kết quả hồi quy cho thấy các kết quả nghiên cứu trên thế
giới cũng phần nào phù hợp với Việt Nam ở khía cạnh này. Mặc dù, nhà đầu tư tổ
chức trong nước nhìn chung hiện vẫn chưa thật sự lớn mạnh về quy mô lẫn chuyên môn, kinh nghiệm, tuy nhiên với hình thức hoạt động là các pháp nhân, các nhà đầu tư tổ chức này cũng phần nào xây dựng được cho mình sự chuyên nghiệp và khả
năng hỗ trợ doanh nghiệp về nguồn vốn, kinh nghiệm quản lý, mô hình kinh doanh, v.v...Điều này có thể dẫn đến mối quan hệ cùng chiều giữa biến INSOWN và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu.
b) Quan hệ giữa thành phần sở hữu của ban giám đốc và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp:
Mặc dù hai biến FOROWN và INSOWN thể hiện quan hệ cùng chiều với hiệu quả
hoạt động của doanh nghiệp giống như nghiên cứu của Uwuigbe và Olusanmi (2012) và nhiều nghiên cứu khác nhưng biến MANOWN không thể hiện quan hệ có ý nghĩa thống kê đối với trường hợp các công ty trong mẫu tại Việt Nam. Do đó, chưa thể bác bỏ giả thuyết H3 và chưa có căn cứ để xác nhận mối quan hệ giữa phần vốn sở hữu nhà quản lý và phần vốn tổ chức trong nước đối với hiệu quả hoạt
động của các công ty trong mẫu nghiên cứu.
Tuy nhiên, hiện tượng này có thể giải thích bởi: trong quá trình thu thập dữ liệu, học viên nhận thấy các công ty trong mẫu nghiên cứu hầu nhưđều có hiện tượng kiêm nhiệm, trong đó các thành viên Hội đồng quản trị kiêm nhiệm các vị trí quản lý chủ
chốt. Do đó, thành phần sở hữu của các nhà quản lý của các công ty trong mẫu có bao gồm cả phần sở hữu của một số thành viên hội đồng quản trị. Các thành viên
quản lý còn lại chỉ giữ những vị trí nhỏ, ít có khả năng tác động đến các quyết định quan trọng trong công ty và tỷ lệ sở hữu cổ phần (nếu có) cũng chiếm một tỷ lệ rất khiêm tốn. Do đó, các quyết định quan trọng trong doanh nghiệp chịu sự chi phối
đáng kể của các thành viên hội đồng quản trị và các thành viên kiêm nhiệm này hơn là các thành viên ban giám đốc không thuộc hội đồng quản trị. Vì biến MANOWN bao gồm các thành viên kiêm nhiệm và các thành viên còn lại trong ban giám đốc có thể khiến biến này chưa thể hiện rõ mối quan hệ giữa thành phần sở hữu của các nhà quản lý và hiệu quả doanh nghiệp, tạo ra mối quan hệ không có ý nghĩa thống kê như trong kết quả thực nghiệm. Vì vậy mối quan hệ giữa hai biến này vẫn là một vấn đề có thể cần có những nghiên cứu tiếp theo.
Các biến kiểm soát cũng cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa với ROA. Cụ thể, biến LIAtoEQUI có hệ số hồi quy -0,018 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy quan hệ nghịch chiều giữa biến LIAtoEQUI với tỷ lệ ROA. Khi tỷ lệ Tổng nợ/Vốn chủ sở hữu tăng 1 đơn vị có xu hướng sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của công ty 0,018 đơn vị. Theo Khalifa và Zurina (2013), tỷ lệ này đại diện cho đòn bẩy của doanh nghiệp vì nó phản ánh mối quan hệ giữa phần vốn đóng góp của chủ sở hữu và phần vốn đóng góp của chủ nợ. Theo đó, tỷ lệ này càng thấp càng tốt vì nó cho thấy tổng vốn chủ
sở hữu lớn hơn nợ dài hạn. Biến CURR có hệ số hồi quy 0,006 với mức ý nghĩa 5% cho thấy quan hệ cùng chiều giữa biến CURR và tỷ lệ ROA. Điều này cho thấy khi tỷ lệ thanh toán hiện hành tăng 1 đơn vị có xu hướng giúp hiệu quả hoạt động của công ty tăng 0,006 đơn vị.
4.1.3 Một số kiểm định cho mô hình
a) Kiểm định độ phù hợp của mô hình:
Quan sát bảng 4.2, giá trị F-statistic = 22,112 và sig(F-statistic) = 0,000 cho thấy với độ tin cậy 95%, các biến độc lập đưa vào mô hình có thể giải thích sự biến thiên của ROA (R2 # 0). Để kiểm định điều này, kiểm định F được sử dụng như sau:
H0: R2 = 0 (hệ số hồi quy các biến độc lập đồng thời bằng 0, β1 = β2 = β3 = 0, tức các biến độc lập độc lập không giải thích được sự biến thiên của tỷ lệ ROA) H1: R2 # 0 (có ít nhất một βk khác 0)
Kiểm định: Vì Prob(F-statistic) = 0,000 < α = 5% cho thấy khả năng giá trị
F=22,854 > F(α,k,n-k) có mức ý nghĩa ở 5%. Vì vậy, bác bỏ H0, chấp nhận H1, nghĩa là các biến độc lập đưa vào mô hình có thể giải thích sự biến thiên của ROA.
b) Kiểm định đa cộng tuyến:
Nếu hệ số VIF > 10 hoặc hệ số Tolerance < 0,1 (Tolerance = 1/VIF) sẽ xảy ra đa cộng tuyến. Trong bảng 4.3, kết quả kiểm định cho thấy tất cả các biến trong nghiên cứu đều có hệ số VIF < 10 và hệ số Tolerance > 0,1. Do đó, có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.
c) Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư:
Một giả định quan trọng khác trong mô hình hồi quy tuyến tính là các nhiễu ngẫu nhiên trong mô hình hồi quy tổng thể (và vì thế phần dư – đại diện của nhiễu ngẫu nhiên trong mô hình hồi quy mẫu) có phân phối chuẩn. Vì vậy, kiểm định này nhằm kiểm tra xem phần dư có phân phối chuẩn hay không. Kiểm định được thực hiện thông qua biểu đồ Histogram trong phần mềm SPSS.
Statistics Standardized Residual N Valid 228 Missing 0 Mean .0000000 Std. Deviation .98892546
Biểu đồ trên cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt lên biểu đồ tần số. Phân phối phần dư có trung bình Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,99, gần bằng 1. Do đó, có thể kết luận rằng giảđịnh phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.2 Mô hình mở rộng: quan hệ giữa thành phần sở hữu nhà nước và ROA
So với mô hình gốc, mô hình mở rộng có sự xuất hiện biến sở hữu nhà nước (DGOV). Kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.4: Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .598a .358 .340 .07497048 .358 20.532 6 221 .000 a. Predictors: (Constant), DGOV, MANOWN, FOROWN, INSOWN, LIAtoEQUI, CUR R
Bảng 4.5: ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression .692 6 .115 20.532 .000a
Residual 1.242 221 .006
Total 1.935 227
a. Predictors: (Constant), DGOV, MANOWN, FOROWN, INSOWN, LIAtoEQUI, CURR b. Dependent Variable: ROA
Bảng 4.6: Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) .035 .020 1.726 .086 FOROWN .215 .037 .355 5.817 .000 .778 1.285 MANOWN .036 .036 .068 .994 .321 .622 1.609 INSOWN .124 .035 .297 3.552 .000 .416 2.403 DGOV -.043 .015 -.215 -2.960 .003 .552 1.812 LIAtoEQUI -.018 .004 -.261 -4.340 .000 .803 1.246 CURR .007 .003 .130 2.177 .031 .812 1.232 a. Dependent Variable: ROA
4.2.1 Thống kê mô tả
Bảng 4.7 thống kê tỷ lệ công ty theo từng mức hiệu quả hoạt động của 2 nhóm này như sau: Bảng 4.7: Thống kê mô tả Tỷ lệ công ty có ROA < 5% Tỷ lệ công ty có ROA = 5-10% Tỷ lệ công ty có ROA =10-15% Tỷ lệ công ty có ROA > 15% Tổng Nhóm công ty có nhà nước sở hữu >= 51% 32% 42% 5% 21% 100% Nhóm công ty có nhà nước sở hữu <