Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.2). 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 phụ thuộc: TOBINQ
VARIABLES (1) (2) (3) AMIHUD -0,031*** (0,004) QUOTED_SPREAD -0,731 (0,461) ZERO -2,786*** (0,536) SALES 0,010 0,031*** 0,032*** (0,012) (0,012) (0,011) LEVERAGE -0,011 -0,057 -0,038 (0,049) (0,049) (0,049) PROFITABILITY 3,358*** 3,317*** 3,330*** (0,243) (0,244) (0,247) CASH_RATIO 0,214*** 0,240*** 0,252*** (0,071) (0,073) (0,072) Constant 0,517*** 0,187 0,336** (0,141) (0,143) (0,141) Số lượng quan sát 4.398 4.419 4.416 Biến giả ngành công nghiệp Có Có Có
Biến giả năm Có Có Có
Liên quan đến các biến kiểm soát, luận án có một vài chú ý như sau. Thứ nhất, hệ số của biến SALES là dương và có ý nghĩa thống kê tại 1% tại các cột (2) và (3) của Bảng 4.3. Điều này gợi ý rằng quy mô doanh nghiệp càng lớn thì giá trị doanh nghiệp càng cao, tức là các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có thể tận dụng được lợi thế về quy mô trong hoạt động sản xuất của mình. Thứ hai, biến PROFITABILITY có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% tại tất cả các cột của Bảng 4.3, hàm ý rằng các công ty có khả năng sinh lời cao thì cũng sẽ có giá trị doanh nghiệp tốt. Cuối cùng, hệ số của biến CASH_RATIO là dương và có ý nghĩa thống kê tại cả ba cột của Bảng 4.3. Điều này cho thấy các công ty nắm giữ nhiều tiền mặt có thể có giá trị doanh nghiệp lớn hơn. Điều này có thể là do các công ty này tận dụng được lợi thế của việc nắm giữ tiền mặt, ví dụ các công ty này có thể có được nhưng cơ hội kinh doanh mới từ việc nắm giữ tiền mặt của mình.
Để kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu trên, luận án sẽ ước lượng lại mô hình (1.2) bằng phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định. Kết quả ước lượng từ hai phương pháp này được trình bày tại Bảng 4.4. Tại các cột từ (1) đến (3), kết quả được ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên. Tại các cột từ (4) đến (6), kết quả được ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố cố định.
Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.2) 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 cốđịnh (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%.
Biến phụ thuộc: TOBINQ
Hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên Hồi quy các nhân tố cốđịnh
VARIABLES (1) (2) (3) (4) (5) (6) AMIHUD -0,040*** -0,042*** (0,004) (0,005) QUOTED_SPREAD -1,212*** -1,423*** (0,410) (0,460) ZERO -2,181*** -2,205*** (0,351) (0,336)
(0,011) (0,011) (0,010) (0,015) (0,014) (0,014) LEVERAGE -0,078* -0,129*** -0,131*** -0,059 -0,104** -0,116** (0,044) (0,046) (0,045) (0,050) (0,051) (0,050) PROFITABILITY 1,958*** 1,921*** 1,955*** 1,589*** 1,609*** 1,636*** (0,198) (0,198) (0,202) (0,201) (0,202) (0,208) CASH_RATIO 0,108** 0,127** 0,135*** 0,027 0,050 0,060 (0,051) (0,052) (0,052) (0,056) (0,056) (0,056) Constant 0,735*** 0,417*** 0,282** 0,879*** 0,496*** 0,387*** (0,156) (0,153) (0,140) (0,154) (0,141) (0,140) Số lượng quan sát 4.398 4.419 4.416 4.398 4.419 4.416 Biến giả ngành công nghiệp Có Có Có Không Không Không
Biến giả năm Có Có Có Có Có Có
R-squared 0,434 0,419 0,428 0,263 0,241 0,241
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.4 chỉ ra rằng hệ số của các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu đều âm và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% tại cả 6 cột của bảng này. Kết quả nghiên cứu tại Bảng 4.4 cho thấy hệ số của biến QUOTED_SPREAD, mặc dù tại Bảng 4.3 không có ý nghĩa thống kê, đã có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Điều này là do khi ước lượng bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng, có thể sử dụng được hết các thông tin của bộ dữ liệu và do đó ước lượng sẽ hiệu quả hơn. Như vậy, kết quả nghiên cứu tại Bảng 4.4 đã ủng hộ kết quả nghiên cứu tại Bảng 4.3 và chỉ ra tác động tích cực của tính thanh khoản cổ phiếu đến giá trị của doanh nghiệp.
4.3. Kết quả hồi quy tác động của tính thanh khoản cổ phiếu đến cơ cấu vốn doanh nghiệp doanh nghiệp
Bảng 4.5 cung cấp kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS gộp của mô hình (1.3) nghiên cứu tác động của tính thanh khoản cổ phiếu đến cơ cấu vốn doanh nghiệp. Biến phụ thuộc của bảng 4.5 là đòn bảy tài chính của doanh nghiệp (LEVERAGE). Kết quả nghiên cứu tại bảng này chỉ ra rằng hệ số của biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu có dấu dương và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% tại cả 3 cột của bảng này. Điều này cho thấy khi giá trị các biến này tăng lên thì đòn bảy tài chính cũng tăng lên. Do giá trị các biến này tăng lên tức là tính thanh khoản của cổ phiếu giảm xuống nên kết quả tại Bảng 4.5 đã hàm ý một mối quan hệ một mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản cổ phiếu và đòn bảy tài chính của doanh nghiệp. Về mức ý nghĩa kinh tế, kết quả ước lượng ở cột 1 chỉ ra rằng một độ lệch chuẩn giảm xuống của hệ số Amihud sẽ làm giảm việc sử dụng đòn bảy tài chính một mức xấp xỉ là 13,79%.12 Các kết quả này tương tự với kết quả của Lipson và Mortal (2009), Udomsirikul và cộng sự (2011) và Nadarajah và cộng sự (2018) và cũng ủng hộ giả thuyết nghiên cứu 3.
Bảng 4.5: Tác động của tính thanh khoản cổ phiếu đến cơ cấu vốn doanh nghiệp - Hồi quy OLS gộp
Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.3). 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%.
12 13,79% = (2,391*0,021/0,364)*100%, trong đó 2,391 là một độ lệch chuẩn của hệ số Amihud, 0,021 là tham số ước lượng của biến này tại cột 1 bảng 4.5, và 0,364 là giá trị trung bình của đòn bảy tài chính.
Biến phụ thuộc: LEVERAGE VARIABLES (1) (2) (3) AMIHUD 0,021*** (0,003) QUOTED_SPREAD 1,115*** (0,216) ZERO 1,457*** (0,346) SALES 0,081*** 0,075*** 0,066*** (0,005) (0,005) (0,005) FIXED_ASSETS 0,157*** 0,156*** 0,157*** (0,034) (0,034) (0,034) PROFITABILITY -0,837*** -0,807*** -0,844*** (0,086) (0,088) (0,086) MTB -0,075*** -0,081*** -0,076*** (0,007) (0,007) (0,007) TAX_SHIELD -1,078*** -1,083*** -1,061*** (0,072) (0,071) (0,072) Constant -0,362*** -0,263*** -0,160** (0,075) (0.072) (0,071) Số lượng quan sát 4.387 4.408 4.405 Biến giả ngành công nghiệp Có Có Có
Biến giả năm Có Có Có
Liên quan đến các biến kiểm soát, Bảng 4.5 có một vài kết quả đáng chú ý như sau. Đầu tiên, biến SALES có hệ số dương và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột của bảng này. Điều này gợi ý rằng các công ty lớn thường dùng nhiều đòn bảy tài chính hơn các công ty nhỏ. Thứ hai, các công ty mà có tỷ lệ tài sản cố định lớn (giá trị của biến FIXED_ASSETS cao) thì cũng sử dụng nhiều đòn bảy tài chính hơn các công ty mà có tỷ lệ tài sản cố định nhỏ. Điều này có thể là do các công ty có tỷ lệ tài sản cố định lớn có thể dùng các tài sản cố định này để làm tài sản thế chấp cho các khoản vay của mình.
Tiếp theo, các công ty mà có khả năng sinh lời thấp thì sẽ có đòn bảy tài chính thấp. Kết quả này là phù hợp với lý thuyết trật tự xếp hạng của Myers và Majluf (1984). Các doanh nghiệp mà có khả năng sinh lời cao thì thường có một lượng lớn nguồn vốn chủ sở hữu dưới dạng lợi nhuận giữ lại, và do đó sẽ không cần huy động nợ vay ở ngoài thị trường. Thứ tư, cơ hội tăng trưởng của công ty, được đo lường qua biến giá trị thị trường cổ phiếu chia cho giá trị sổ sách cổ phiếu (MTB) có mối quan hệ ngược chiều với đòn bảy tài chính công ty. Điều này hàm ý rằng các công ty có cơ hội tăng trưởng cao thường khó có thể huy động nợ vay từ các nhà đầu tư bên ngoài. Điều này có thể là do các công ty có cơ hội tăng trưởng cao thường có chi phí bất cân xứng thông tin lớn và do đó sẽ là rủi ro hơn khi cho những công ty này vay. Biến kiểm soát cuối cùng tác động đến đòn bảy tài chính là lá chắn thuế (TAX_SHIELD). Hệ số của biến này là âm và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột của Bảng 4.5, hàm ý rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa lá chắn thuế và đòn bảy tài chính của doanh nghiệp.
Để kiểm tra tính vững của kết quả nghiên cứu trên, luận án sẽ ước lượng lại mô hình (1.3) bằng phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định. Kết quả ước lượng từ hai phương pháp này được trình bày tại Bảng 4.6. Tại các cột từ (1) đến (3), kết quả được ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên. Tại các cột từ (4) đến (6), kết quả được ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố cố định.
Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.3) 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%.
Biến độc lập: LEVERAGE
Hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên Hồi quy các nhân tố cốđịnh
VARIABLES (1) (2) (3) (4) (5) (6) AMIHUD 0,014*** 0,012*** (0,002) (0,003) QUOTED_SPREAD 1,006*** 1,040*** (0,169) (0,188) ZERO 0,757*** 0,676*** (0,241) (0,242) SALES 0,071*** 0,070*** 0,063*** 0,066*** 0,066*** 0,061*** (0,006) (0,005) (0,005) (0,010) (0,009) (0,009)
(0,038) (0,038) (0,039) (0,052) (0,052) (0,052) PROFITABILITY -0,776*** -0,758*** -0,783*** -0,751*** -0,734*** -0,761*** (0,060) (0,060) (0,059) (0,065) (0,065) (0,065) MTB -0,065*** -0,066*** -0,067*** -0,062*** -0,063*** -0,064*** (0,006) (0,006) (0,006) (0,007) (0,007) (0,007) TAX_SHIELD -0,575*** -0,565*** -0,564*** -0,481*** -0,466*** -0,475*** (0,050) (0,049) (0,050) (0,050) (0,050) (0,050) Constant -0,350*** -0,313*** -0,203*** -0,209* -0,199* -0,097 (0,072) (0,065) (0,059) (0,109) (0,102) (0,098) Số lượng quan sát 4.387 4.408 4.405 4.387 4.408 4.405 Biến giả ngành công nghiệp Có Có Có Không Không Không
Biến giả năm Có Có Có Có Có Có
R-squared 0,507 0,497 0,489 0,313 0,318 0,307
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.6 đã củng cố thêm kết quả hồi quy tại Bảng 4.5. Tại Bảng 4.6, hệ số của các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu đều dương và có ý nghĩa thống kê tại tất cả các cột của bảng này. Điều đó cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản cổ phiếu và đòn bảy tài chính của doanh nghiệp là tồn tại bất kể phương pháp hồi quy là hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên (cột (1) đến (3)) hay hồi quy các nhân tố cố định (cột (4) đến (6)).
Như vậy, mục này đã chỉ ra một mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản cổ phiếu của doanh nghiệp và đòn bảy tài chính của doanh nghiệp. Tại mục 4.2, luận án cũng đã chỉ ra một mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bảy tài chính và giá trị doanh nghiệp. Chính vì vậy, kết hợp các kết quả này lại với nhau sẽ chỉ ra tác động gián tiếp của tính thanh khoản cổ phiếu đến giá trị doanh nghiệp thông qua việc doanh nghiệp sử dụng đòn bảy tài chính của mình. Cụ thể, nếu tính thanh khoản cổ phiếu của một doanh nghiệp tăng lên thì doanh nghiệp này sẽ có xu hướng giảm việc sử dụng nợ, từ đó làm tăng giá trị doanh nghiệp. Chính vì vậy, một khuyến nghị quan trọng được đưa ra là các doanh nghiệp tại Việt Nam nên nâng cao tính thanh khoản cổ phiếu của công ty mình. Việc này không những sẽ giúp trực tiếp làm tăng giá trị doanh nghiệp mà còn gián tiếp làm tăng giá trị doanh nghiệp thông qua việc làm giảm đòn bảy tài chính doanh nghiệp.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Mục đích của nghiên cứu này là kiểm tra tác động của tính thanh khoản cổ phiếu doanh nghiệp lên giá trị doanh nghiệp và cơ cấu vốn doanh nghiệp. Các kết quả nghiên cứu chính, mà được ước lượng từ phương pháp hồi quy OLS gộp, phương pháp hồi quy các nhân tố ngẫu nhiên, và phương pháp hồi quy các nhân tố cố định, chỉ ra rằng tính thanh khoản cổ phiếu doanh nghiệp có tác động tích cực lên giá trị doanh nghiệp nhưng có tác động tiêu cực lên đòn bảy tài chính doanh nghiệp. Đồng thời, luận án cũng chỉ ra được tác động gián tiếp của tính thanh khoản cổ phiếu lên lợi suất cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp thông qua cơ cấu vốn của doanh nghiệp.
CHƯƠNG 5. TÓM TẮT KẾT QUẢ VÀ KHUYẾN NGHỊ
Kết quả nghiên cứu của luận án cho các công ty tại Việt Nam cho thấy rằng các công ty cần phải tăng tính thanh khoản cổ phiếu của mình. Sự tăng lên này có thể mang lại nhiều lợi ích cho doanh nghiệp. Thứ nhất, sự tăng lên trong tính thanh khoản cổ phiếu trên thị trường có thể làm giảm lợi suất cổ phiếu và theo lý thuyết làm giảm chi phí vốn của doanh nghiệp. Điều này có thể làm tăng được giá trị doanh nghiệp. Bên cạnh đó, sự tăng lên của tính thanh khoản cổ phiếu có tác động trực tiếp làm gia tăng giá trị doanh nghiệp. Đồng thời, sự tăng lên này cũng có tác động gián tiếp làm tăng giá trị doanh nghiệp thông qua việc làm giảm đòn bảy tài chính của doanh nghiệp.
Luận án cũng chỉ ra rằng cần nâng cao quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ nói riêng và quyền bảo vệ nhà đầu tư nói chung. Kết quả nghiên cứu của luận án này đã chỉ ra rằng khi quyền bảo vệ nhà đầu tư nhỏ lẻ tăng lên thì mức đền bù rủi ro cho không thanh khoản của cổ phiếu sẽ không còn là nhân tố quan trọng tác động đến lợi suất cổ phiếu nữa.
Việc gia tăng tính thanh khoản cổ phiếu cũng phù hợp với định hướng của Chính phủ. Căn cứ theo Quyết định 242/QĐ-TTg về Đề án “Cơ cấu lại thị trường chứng khoán (TTCK) và thị trường bảo hiểm đến năm 2020 và định hướng đến năm 2025”, các cơ quan quản lý cần phải đảm bảo mức độ ổn định của thanh khoản thị trường, đảm bảo các yếu tố về thanh khoản thị trường có thể lượng hóa và tính toán cụ thể, ví dụ như tiêu chí số doanh nghiệp đạt chuẩn về quy mô doanh nghiệp, quy mô giao dịch cổ phiếu và thanh khoản. Việc nâng hạng thị trường chứng khoán lên thị trường mới nổi có thể làm tăng quy mô và chất lượng tốt hơn, dòng vốn thu hút được có tính ổn định hơn, qua đó thanh khoản thị trường có thể ổn định hơn.
Thông qua khái quát về thanh khoản thị trường, có thể thấy thị trường Việt Nam đã có nhiều thay đổi tích cực, thanh khoản thị trường trong nhiều thời kỳ có mức tăng trưởng khá ấn tượng, các chính sách đã tác động rất kịp thời đối với thị trường, qua đó ảnh hưởng tích cực tới thanh khoản thị trường. Mặc dù vậy, thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn còn tiềm ẩn nhiều rủi ro và tồn tại nhiều vấn đề ảnh hưởng tới tính thanh khoản thị trường cũng như khả năng nâng hạng thị trường như quyền bảo vệ nhà đầu tư vẫn còn thấp, độ mở của thị trường đối với nhà đầu tư nước ngoài vẫn còn thấp, minh bạch và hạn chế trong công bố thông tin (đặc biệt các thông tin công bố bằng tiếng Anh), chưa đủ các tiêu chí khác về giao dịch, thanh toán, sản phẩm phái sinh,…
Tính đến thời điểm hiện tại năm 2021, thị trường Việt Nam vẫn nằm trong danh sách theo dõi nâng hạng thị trường (chỉ thỏa mãn 7 trong 9 điều kiện cần thiết), đặc biệt vấn đề liên quan đến vấn đề sở hữu nước ngoài cũng như quyền lợi của nhà đầu tư nước ngoài. Báo cáo MSCI vào năm 2020 cho thấy một số công ty ở một số ngành vẫn bị giới hạn về sở hữu vốn, nhà đầu tư nước ngoài vẫn còn bị hạn chế thông tin (đặc