Kết quả thống kê mô tả

Bảng này cung cấp kết quả thống kê mô tả chương này. Giá trị ngoại biên của tất cả các biến nhất và thứ chín mươi chín.

của các biến được sử dụng trong được lược bớt tại mức phân vị thứ

Biến STOCK_RETURN AMIHUD QUOTED_SPREAD ZERO BETA ASSETS LEVERAGE PROFITABILITY MTB

Bảng 3.2 cung cấp ma trận hệ số tương quan của các biến được sử dụng trong chương này. Kết quả từ bảng này cho thấy hệ số tương quan của của các biến tại vế phải của mô hình nghiên cứu (1.1) đều nhỏ hơn 0,7, chứng tỏ rằng mô hình nghiên cứu này không có hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng này cung cấp ma trận hệ số tương quan của các biến được sử dụng trong chương này. Giá trị ngoại biên của tất cả các biến được lược bớt tại mức phân vị thứ nhất và thứ chín mươi chín.

Biến (1) STOCK_RETURN (2) AMIHUD (3) QUOTED_SPREAD (4) ZERO (5) BETA (6) ASSETS (7) LEVERAGE (8) PROFITABILITY (9) MTB

3.3. Kết quả hồi quy

Bảng 3.3 trình bày kết quả mô hình hồi quy ước lượng tác động của tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu bằng phương pháp hồi quy OLS gộp. Tại các cột 1, 2 và 3, biến đo lường tính thanh khoản lần lượt là hệ số Amihud (AMIHUD), sự chênh lệch giá mua giá bán cổ phiếu (QUOTED_SPREAD) và số ngày giao dịch có lợi suất bằng 0 (ZERO). Kết quả nghiên cứu của cả 3 cột này đều chỉ ra rằng dấu của hệ số các biến này đều dương và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%, tức là khi giá trị của cả ba biến này tăng lên thì lợi suất cổ phiếu sẽ giảm xuống. Chú ý rằng cả ba biến này đều đo lường tính không thanh khoản của cổ phiếu, tức là sự tăng lên của giá trị các biến này đều hàm ý rằng tính thanh khoản của cổ phiếu bị giảm xuống. Như vậy, kết quả nghiên cứu của bảng 3.3 đã chỉ ra một mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản cổ phiếu và lợi suất cổ phiếu. Về mặt ý nghĩa kinh tế, nếu lấy kết quả ở cột 2 khi biến đo lường tính thanh khoản là QUOTED_SPREAD thì một độ lệch chuẩn tăng lên của biến này sẽ làm giảm lợi suất cổ phiếu đi một lượng là 3,9%.5

Như vậy, kết quả ước lượng tại bảng này là giống với kết quả được tìm thấy tại các quốc gia phát triển (ví dụ, Amihud và Mendelson, 1986; và Amihud, 2002) và ủng hộ giả thuyết nghiên cứu 1. Tuy nhiên, kết quả của luận án này lại ngược với kết quả của Batten và Vo (2014). Điều này có thể là do nghiên cứu của Batten và Vo (2014) chỉ bao gồm một khoảng thời gian ngắn và trùng với giai đoạn khủng hoảng tài chính.

5

3,9% = 0,031 * 1,267 * 100%, trong đó 0.031 là độ lệch chuẩn của biến QUOTED_SPREAD và 1,267 là hệ số ước lượng của biến QUOTED_SPREAD tại Bảng 3.3.

Bảng 3.3: Tác động của thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu - Hồi quy OLS gộp

Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.1). Phương pháp ước lượng là hồi quy OLS gộp. Sai số chuẩn (trình bày trong dấu ngoặc) được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và tự tương quan tại mức công ty. ***, **, và * lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10%. Biến AMIHUD QUOTED_SPREAD ZERO_VOLUME BETA ASSETS LEVERAGE PROFITABILITY MB Constant Số lượng quan sát

Biến giả ngành công nghiệp Biến giả năm

3.4. Kiểm tra tính vững kết quả nghiên cứu

Nội dung chính của mục này là để kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa lợi suất cổ phiếu và tính thanh khoản. Để đạt được mục đích này, nghiên cứu sinh sử dụng 3 phương pháp ước lượng hồi quy khác nhau. Phương pháp thứ nhất là sử dụng hồi quy OLS gộp lợi suất cổ phiếu đối với độ trễ một năm của các biến đo lường tính thanh khoản và các biến độc lập của mô hình hồi quy (1.1). Khi sử dụng độ trễ của các biến này thì kết quả ước lượng sẽ làm giảm được sự lo ngại về việc tác động đồng thời giữa lợi suất cổ phiếu và các biến bên vế phải của mô hình (1.1). Nói cách khác, có thể lập luận rằng tính thanh khoản của năm t-1 có thể tác động đến lợi suất cổ phiếu năm t, nhưng lợi suất cổ phiếu năm t không thể có tác động đến tính thanh khoản cổ phiếu năm t-1. Kết quả ước lượng của phương pháp này được trình bày tại bảng 3.4.

Bảng 3.4: Kiểm tra tính vững 1: Hồi quy tác động tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu sử dụng độ trễ của biến giải thích

Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.1) với độ trễ một năm của biến giải thích. Phương pháp ước lượng là hồi quy OLS gộp. Sai số chuẩn (trình bày trong dấu ngoặc) được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và tự tương quan tại mức công ty. ***, **, và * lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10%.

VARIABLES AMIHUD QUOTED_SPREAD ZERO_VOLUME BETA ASSETS

LEVERAGE

PROFITABILITY

MTB

Constant

Số lượng quan sát

Biến giả ngành công nghiệp Biến giả năm

R-squared

Kết quả hồi quy tại bảng 3.4 tương tự với kết quả hồi quy tại bảng 3.3. Dấu của hệ số các biến đo lường tính thanh khoản đều dương và có ý nghĩa thống kê tại mức ít nhất là 5%.

Phương pháp thứ hai kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu là sử dụng các phương pháp hồi quy dữ liệu bảng để ước lượng mô hình hồi quy (1.1). Hai phương pháp hồi quy dữ liệu bảng được sử dụng là phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định. Khi sử dụng phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên, kết quả ước lượng được cho là có hiệu quả hơn nếu như không có sự tương quan giữa phần dư của mô hình mà không thay đổi theo thời gian và các biến giải thích. Khi sử dụng phương pháp hồi quy các nhân tố cố định, kết quả ước lượng được cho là không chệch ngay cả khi có sự tương quan giữa phần dư của mô hình mà không thay đổi theo thời gian và các biến giải thích. Kết quả ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định cho mô hình (1.1) được trình bày tại Bảng 3.5.

Bảng 3.5: Kiểm tra tính vững 2: Hồi quy tác động tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng

Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.1) bằng hai phương pháp hồi quy là phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên (tại các cột từ (1) đến (3)) và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định (tại các cột từ (4) đến (6)). Sai số chuẩn (trình bày trong dấu ngoặc) được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và tự tương quan tại mức công ty. ***, **, và * lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10%.

VARIABLES

AMIHUD

QUOTED_SPREAD

ZERO_VOLUME

LEVERAGE

PROFITABILITY

MTB

Constant

Số lượng quan sát

Biến giả ngành công nghiệp Biến giả năm

lường tính thanh khoản đều dương và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Các kết quả tương tự cũng được tìm ra khi áp dụng phương pháp hồi quy các nhân tố cố định, được trình bày tại cột (4) đến (6). Như vậy, các kết quả này là tương tự với kết quả trước đây tại Bảng 3.3, chứng tỏ rằng kết quả nghiên cứu của luận án khá vững.

Liên quan đến các biến kiểm soát của mô hình (1.1), kết quả tại Bảng 3.5 có một vài chú ý như sau. Đầu tiên, hệ số của biến ASSETS đều dương và có ý nghĩa thống kê tại mức ít nhất 5% của cả 6 cột tại Bảng 3.5. Điều này hàm ý một mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và lợi suất cổ phiếu. Kết quả này khác với dự đoán rằng các công ty lớn có phần bù rủi ro thấp hơn so với các công ty nhỏ. Tuy nhiên, một vài nghiên cứu thực chứng trước đây cũng tìm ra mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và lợi suất cổ phiếu (ví dụ, Rahmani và cộng sự, 2006).

Tiếp theo, biến LEVERAGE có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% tại cả ba cột của bảng 3.5, tức là khi doanh nghiệp tăng đòn bảy tài chính của mình lên thì lợi suất cổ phiếu bị giảm xuống. Điều này là trái với dự đoán trước đó rằng đòn bảy tài chính tăng lên sẽ làm công ty rủi ro hơn và do đó lợi suất yêu cầu sẽ tăng lên. Tuy nhiên, kết quả của luận án có thể là do các công ty trong mẫu nghiên cứu sử dụng nợ tốt, ví dụ thông qua việc hưởng lợi từ tiết kiệm thuế, mà không làm rủi ro của doanh nghiệp tăng lên, do đó lợi suất yêu cầu của công ty sẽ giảm xuống.

Biến độc lập tiếp theo tác động đến lợi suất của cổ phiếu là PROFITABILITY. Hệ số của biến này là dương và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột của Bảng 3.5, tức là khả năng sinh lời của công ty có mối tương quan dương với lợi suất của cổ phiếu công ty. Kết quả này là phù hợp với dự đoán trước đây của luận án. Cuối cùng, hệ số của biến MTB đo lường cơ hội đầu tư của công ty là dương và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột của Bảng 3.5. Điều này là phù hợp với kì vọng của luận án vì khi cơ hội đầu tư của công ty càng cao thì công ty sẽ càng có nhiều rủi ro và do đó lợi suất của cổ phiếu sẽ cao lên.

Phương pháp thứ ba để kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu là sử dụng phương pháp hồi quy SGMM. Như đã trình bày ở trên, áp dụng phương pháp này có thể giải quyết được vấn đề nội sinh trong mô hình. Bên cạnh đó, phương pháp này cũng giúp nghiên cứu được tác động của lợi suất cổ phiếu năm trước đó lên lợi suất cổ phiếu của năm nay. Kết quả ước lượng từ mô hình SGMM được trình bày tại Bảng 3.6.

Bảng 3.6: Kiểm tra tính vững 3: Hồi quy tác động tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu bằng phương pháp hồi quy SGMM

Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.1) bằng phương pháp ước lượng SGMM. Sai số chuẩn (trình bày trong dấu ngoặc) được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và tự tương quan tại mức công ty. ***, **, và * lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10%. VARIABLES L.STOCK_RETURN AMIHUD QUOTED_SPREAD ZERO_VOLUME BETA ASSETS LEVERAGE PROFITABILITY MB Constant Số lượng quan sát

Biến giả ngành công nghiệp Biến giả năm

AR(1) test (p-value) AR(2) test (p-value) Hansen test (p-value)

Kết quả hồi quy tại Bảng 3.6 chỉ ra rằng hệ số của các biến đo lường tính thanh khoản trong mô hình (1.1) tiếp tục dương và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột. Kết quả này là tương tự với các kết quả trước đây, do đó một lần nữa khẳng định rằng kết quả nghiên cứu của chương này là vững ngay cả khi ước lượng bằng nhiều phương pháp khác nhau. Một kết quả khác được rút ra từ Bảng 3.6 là hệ số của độ trễ biến STOCK_RETURN là không có ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng lợi suất cổ phiếu năm trước không tác động đến lợi suất cổ phiếu năm nay.

3.5. Tác động của quyền bảo vệ cổ đông đến mối quan hệ giữa tính thanhkhoản cổ phiếu và lợi suất cổ phiếu khoản cổ phiếu và lợi suất cổ phiếu

a. Quyền bảo vệ cổ đông ở một số nước trên thế giới

Dữ liệu nghiên cứu trong phần này bao gồm 2.277 công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán tại bốn quốc gia là Vương quốc Anh, Đức, Pháp và Ý. Dữ liệu nghiên cứu này được thu thập từ cơ sở dữ liệu Datastream. Luận án dựa vào nghiên cứu của Rajan và Zingales (1995) và Wanzenried (2006) để lựa chọn bốn quốc gia châu Âu này. Cụ thể, mặc dù bốn quốc gia này có khá tương đồng về phát triển kinh tế nhưng quyền bảo vệ nhà đầu tư tại bốn quốc gia này rất khác nhau. Điều này giúp cho luận án dễ dàng nghiên cứu sự khác biệt trong quyền bảo vệ nhà đầu tư tác động thế nào đến mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và cơ cấu vốn doanh nghiệp cũng như đến mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp.

Luận án loại bỏ các công ty tài chính, ví dụ ngân hàng, các công ty đầu tư hay các công ty bảo hiểm, ra khỏi mẫu nghiên cứu vì các công ty chịu sự quy định khác biệt của luật pháp từng quốc gia và do đó có những đặc điểm rất riêng biệt trong cơ cấu vốn của mình. Đồng thời, luận án cũng loại bỏ các quan sát là các giá trị trống (missing value) khi tính toán các biến nghiên cứu trong mô hình. Dữ liệu cuối cùng của chương này là một dữ liệu bảng không cân xứng bao gồm 17.897 quan sát.

Bên cạnh các dữ liệu tài chính của các công ty trong mẫu nghiên cứu, luận án còn cần thu thập thông tin về quyền bảo vệ nhà đầu tư cho bốn quốc gia kể trên. Trong các phân tích dưới đây của chương này, luận án sử dụng hai biến chính để đo lường quyền bảo vệ nhà đầu tư của một quốc gia. Biến thứ nhất là quyền bảo vệ các cổ đông nhỏ lẻ (ANTI_DIRECTOR_INDEX). Dữ liệu của biến này được thu thập từ nghiên cứu của Djankov và cộng sự (2008). Biến thứ hai là quyền bảo vệ những người cho vay (CREDITOR_RIGHTS_INDEX). Dữ liệu của biến này được thu thập từ nghiên cứu của Djankov và cộng sự (2007).

Mục tiêu của phần nay để nghiên cứu mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp và để kiểm tra tác động của quyền bảo vệ nhà đầu tư lên mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp:

TOBINQit = α0 + β1 STOCK_LIQUIDITYit + β2 INVESTOR_PROTECTIONi +

β3 STOCK_LIQUIDITYit*INVESTOR_PROTECTIONi + γCONTROLit + φit

Trong đó i và t lần lượt thể hiện công ty i và năm t. Biến phụ thuộc ở phương trình là giá trị doanh nghiệp (TOBINQ). Biến độc lập thứ nhất trong phương trình (1.2) là tính thanh khoản cổ phiếu của doanh nghiệp (STOCK_LIQUIDITY). Biến này được đo bằng hệ số Amihud (AMIHUD) hoặc sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu (QUOTED_SPREAD). Biến độc lập thứ hai trong phương trình trên là biến đo lường quyền bảo vệ nhà đầu tư doanh nghiệp (INVESTOR_PROTECTION). Biến này có thể được đo lường bằng quyền bảo vệ các nhà đầu tư nhỏ lẻ (ANTI_DIRECTOR_INDEX) hoặc quyền bảo vệ những người cho vay (CREDITOR_RIGHTS_INDEX). Quyền bảo vệ nhà đầu tư áp dụng cho công ty i chính là quyền bảo vệ nhà đầu tư của quốc gia nơi mà công ty i đặt trụ sở. Luận án cũng tạo ra một biết tương tác giữa biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu doanh nghiệp và biến đo lường quyền bảo vệ nhà đầu tư. Vì quyền bảo vệ nhà đầu tư có thể làm tăng hoặc giảm tác động tích cực của tính thanh khoản cổ phiếu lên giá trị doanh nghiệp nên dấu của biến tương tác này có thể dương hoặc âm

Để kiểm tra tác động của quyền bảo vệ nhà đầu tư lên mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và cơ cấu vốn doanh nghiệp, chương này sẽ sử dụng mô hình hồi quy:

LEVERAGEit = α0 + β1 STOCK_LIQUIDITYit + β2

INVESTOR_PROTECTIONi + β3

STOCK_LIQUIDITYit*INVESTOR_PROTECTIONi + γCONTROLit + εit

Trong đó i và t lần lượt thể hiện công ty i và năm t. Biến phụ thuộc ở phương trình là đòn bảy tài chính doanh nghiệp (LEVERAGE). Biến độc lập thứ nhất trong phương trình là tính thanh khoản cổ phiếu của doanh nghiệp (STOCK_LIQUIDITY). Biến này được đo bằng hệ số Amihud (AMIHUD) hoặc sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu (QUOTED_SPREAD). Biến độc lập thứ hai trong phương trình là biến đo lường quyền bảo vệ nhà đầu tư doanh nghiệp (INVESTOR_PROTECTION). Biến này có thể được đo lường bằng quyền bảo vệ các nhà đầu tư nhỏ lẻ (ANTI_DIRECTOR_INDEX) hoặc quyền bảo vệ những người cho vay (CREDITOR_RIGHTS_INDEX). Quyền bảo vệ nhà đầu tư áp dụng cho công ty i chính là quyền bảo vệ nhà đầu tư của quốc gia nơi mà công ty i đặt trụ sở. Trong

phương trình trên, luận án cũng tạo ra một biết tương tác giữa biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu doanh nghiệp và biến đo lường quyền bảo vệ nhà đầu tư. Vì chúng ta kỳ