7. Bố cục đề tài
3.2.2. Đo lƣờng giá trị doanh nghiệp thông qua chỉ số ROE
a. Ma trận hệ số tư ng quan
ng 3.7: Ma trận hệ số tư ng quan (ROE)
ROEit DAit SIZit SGit BO FO OD CEOD
Toàn bộ mẫu ROEit 1,00 DAit 0,24 1,00 SIZit 0,35 0,06 1,00 SGit 0,34 0,22 0,04 1,00 BOit -0,38 -0,09 -0,66 -0,01 1,00 FOit 0,29 -0,01 0,42 -0,05 -0,35 1,00 ODit -0,10 0,02 -0,04 0,01 -0,05 -0,07 1,00 CEODit -0,10 -0,06 -0,09 -0,06 0,21 -0,14 -0,41 1,00
Ghi chú: Kết quả chạy trên phầm mềm STATA
Bảng 3.7, ma trận hệ số tƣơng quan của các biến cho thấy tƣơng quan giữa giá trị doanh nghiệp (ROE) với các iến độc lập DA, SIZ, SG, BO, FO, OD, CEOD đạt mức lần lƣợt là 0,24; 0,35; 0,34; -0,38; 0,29; -0,10; -0,10. Dấu của hệ số tƣơng quan giữa giá trị doanh nghiệp với quy mô doanh nghiệp, tốc độ t ng trƣởng doanh thu, sở hữu nƣớc ngoài và tính kiêm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT đúng với kỳ vọng dấu an đầu trong khi đối với cấu trúc vốn, sở hữu thành viên HĐQT và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập ngƣợc với kỳ vọng dấu an đầu.
Xét các biến độc lập, phần lớn các cặp biến độc lập trong mô hình có tƣơng quan không đáng kể, đa số các biến đều có tƣơng quan nhỏ thuộc khoảng (-0,3;0,3); riêng mức tƣơng quan của cặp biến quy mô doanh nghiệp và sở hữu của thành viên HĐQT khá chặt (-0,66).
Bên cạnh đó, hệ số tƣơng quan nói chung (tính theo phƣơng pháp Pearson, Spearman hay Kendall) đều là hệ số tƣơng quan ậc 0 (zero-order correlation). Hệ số tƣơng quan ậc 0 không kiểm soát tác động qua lại giữa các iến độc lập với nhau. Do đó, mặc dù dấu của hệ số tƣơng quan trái
ngƣợc với dấu của kỳ vọng an đầu, ta cần phải thực hiện ph n tích hồi quy mới cho một nhận xét chính xác về tác động của các iến độc lập đến iến phụ thuộc. ROE DA SIZ SG bo fo od ceod -50 0 50 0 .5 1 0 .5 1 24 26 28 30 24 26 28 30 0 5 10 0 5 10 0 .5 1 0 .5 1 0 .2 .4 0 .2 .4 0 .5 1 0 .5 1 0 .5 1
(Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm Stata)
Hình 3.12: Đồ thị Scatters của các biến trong mô hình (ROE)
b. Kết qu ước ượng của mô hình
Thực hiện hồi quy iến độc lập đo lƣờng giá trị doanh nghiệp theo các iến độc lập đƣợc mô tả trong mục 2.2.2 ằng ba phƣơng pháp hồi quy FEM và REM và Pooled OLS, ta thu đƣợc kết quả ph n tích hồi quy nhƣ sau.
ng 3.8: ết qu hồi quy tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp ngành khai khoáng (ROE)
Mô hình FEM Mô hình REM Mô hình Pooled
OLS Hệ số hồi quy Thống kê t Hệ số hồi quy Thống kê t Hệ số hồi quy Thống kê t DAit 9,9241 0,015 11,9632 0,003 16,6921 0,001 SIZit -3,8497 0,025 0,2608 0,816 1,5181 0,069 SGit 4,3775 0,000 4,1231 0,000 2,7524 0,003 BOit -7,9300 0,136 -10,4534 0,039 -15,4498 0,05 FOit 26,8928 0,192 42,2704 0,012 39,9819 0,04 ODit -3,4280 0,520 -4,3173 0,395 -7,1578 0,182 CEODit 0,3054 0,896 0,1422 0,949 -1,2369 0,592 C 115,7403 0,012 4,7511 0,874 -25,7179 0,247 Tổng số mẫu 232 232 232 Hệ số xác định (R2) 0,2438 0,2124 0,2127 Thống kê F 8,66 56,19 8,65
Kết quả kiểm định Hausman
Chi2 (7) = 8,16 với P_Value > chi2 = 0,3186
Kết quả kiểm định Breusch Pagan Lagrange
Chi2 (1) = 119,70 với P_Value > chi2 = 0,000
Ghi chú: Kết quả chạy trên phần mềm STATA.
Kết quả hồi quy theo mô h nh FEM cho thấy giá trị doanh nghiệp (ROE) chịu ảnh hƣởng t các nh n tố: cấu trúc vốn (DA), quy mô doanh nghiệp (SIZ), tốc độ t ng trƣởng doanh thu (SG). Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh FEM đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Mô hình FEM: ROEi,t = 115,7403 + 9,9241*DAi,t – 3,8497*SIZi,t +
4,3775*SGi,t (3.5)
Theo mô h nh REM, giá trị doanh nghiệp (ROE) phụ thuộc vào các iến độc lập: cấu trúc vốn (DA), tốc độ t ng trƣởng doanh thu (SG), sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu nƣớc ngoài. Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh REM đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Mô hình REM: ROEi,t = 11,9632*DAi,t + 4,1231*SGi,t – 10,4534* BOi,t + 42,2704*FOi,t (3.6)
Đối với mô h nh Pooled OLS, giá trị doanh nghiệp (ROE) phụ thuộc vào các iến độc lập: cấu trúc vốn (DA), quy mô doanh nghiệp (SIZ), tốc độ t ng trƣởng doanh thu (SG), sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu nƣớc ngoài. Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh Pooled OLS đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Mô hình Pooled OLS: ROEi,t = 16,6921*DAi,t + 1,5181*SIZi,t +
2,7524*SGi,t -15,4498*BOi,t +39,9819*FO,t (3.7) - Thống kê F có giá trị là 8,66 trong mô hình FEM, mô hình REM là 56,19 và mô hình Pooled OLS là 8,65. Thống kê F trong cả 3 mô h nh đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Kết quả này hàm ý rằng giả thiết về các hệ số hồi quy đồng thời bằng không đều bị bác bỏ với mức ý nghĩa 10%. Nghĩa là các mô hình này phù hợp và có ý nghĩa thống kê.
- Hệ số xác định R2 là 0,2438 đối với mô hình FEM, trong mô hình REM là 0,2124 và trong mô hình Pooled OLS là 0,2127. Kết quả này hàm ý rằng, trong mô hình FEM các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 24,38% sự thay đổi giá trị doanh nghiệp, trong mô hình REM các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 21,24% sự thay đổi giá trị doanh nghiệp, trong mô hình Pooled OLS các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 21,27% sự thay đổi của giá trị doanh nghiệp.
Để đảm ảo mô h nh ƣớc lƣợng của nghiên cứu cho ra các ƣớc lƣợng BLUE, chúng ta cần thực hiện kiểm định các giả thiết của ph n tích hồi quy. Hơn nữa, kiểm định Hausman và Breusch Pagan Lagrange cũng sẽ đƣợc thực hiện để lựa chọn giữa mô h nh FEM, REM và Pooled OLS.
iểm định gi thiết không có phư ng sai thay đổi
Kiểm định Breusch-Pagan sẽ đƣợc thực hiện để kiểm định giả thiết không có phƣơng sai thay đổi trong mô h nh. Với giả thiết H0: "Không có
hiện tượng phương sai thay đổi , kết quả kiểm định đƣợc tr nh ày nhƣ sau :
Giá trị kiểm định Chi nh phƣơng : 0,14
P-value của giá trị kiểm định : 0,7025
P-value của giá trị kiểm định lớn hơn mức ý nghĩa 0,05 do đó ta chấp nhận giả thiết H0 của kiểm định Breusch-Pagan và kết luận là không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong mô h nh.
iểm định gi thiết không có t tư ng quan
Kiểm định Wooldridge đƣợc thực hiện để kiểm định giả thiết không có tự tƣơng quan trong mô h nh. Với giả thiết H0: Không có hiện tượng tự
tương quan bậc '', kết quả kiểm định đƣợc tr nh ày nhƣ sau:
Giá trị kiểm định : 16,931
P-value của giá trị kiểm định : 0,0002
Với P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05 ta ác ỏ giả thiết H0 và chấp nhận đối thiết, kết luận rằng có hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mô h nh.
iểm định gi thiết không có đa cộng tuyến
Theo quy tắc Ngón tay cái (Thum rule), nếu không có hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF) nào lớn hơn 10, ta kết luận rằng dữ liệu trong nghiên cứu không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Theo kết quả kiểm định trình bày ở phụ lục 9, không có nh n tử phóng đại phƣơng sai nào lớn hơn 10, ta kết luận rằng không có hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô h nh.
iểm định Hausman
Để so sánh giữa mô h nh FEM và REM ta thực hiện kiểm định Hausman. Với giả thiết H0 của kiểm định Hausman là: ô hình RE ch t
ch và hiệu quả hơn mô hình FE , kết quả kiểm định đƣợc tr nh ày dƣới đ y:
Giả thiết H0 : Mô h nh REM chặt chẽ và hiệu quả hơn mô h nh FEM
Giá trị của thống kê Chi nh phƣơng : 8,16
P-value của thống kê Chi nh phƣơng : 0,3186
Theo kết quả kiểm định, ta chấp nhận giả thiết H0, mô h nh REM chặt chẽ và hiệu quả hơn mô h nh FEM. Mô h nh FEM đƣợc ƣớc lƣợng dựa trên giả thiết các nh n tố không quan sát đƣợc (uno serva le factors) là không đổi theo thời gian (time-invariant) và độc lập với các iến giải thích trong mô h nh. Đ y là một giả thiết khó đứng vững trong thực tế. Trong thực tế, các nh n tố không quan sát đƣợc thƣờng thay đổi theo thời gian và có tƣơng quan có ý nghĩa thống kê với các iến độc lập trong mô h nh. Do vậy, giả thiết của mô h nh REM cho rằng các nh n tố không quan sát đƣợc có tƣơng quan với iến độc lập phù hợp hơn. Kiểm định Hausman đã khẳng định kết luận này.
Kiểm định Breusch Pagan Lagrange
Kiểm định Breusch Pagan Lagrange để so sánh giữa mô hình REM và Pooled OLS. Với giả thiết H0: "Không cótác động ngẫu nhiên", kết quả kiểm định đƣợc tr nh ày dƣới đ y:
Giá trị của thống kê Chi nh phƣơng : 119,70
P-value của thống kê Chi nh phƣơng : 0,0000
Với P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05; ta bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận đối thiết H1, tức là mô hình REM phù hợp hơn so với mô hình Pooled OLS. Nhƣ vậy, trong phần thảo luận kết quả hồi quy đối với các doanh nghiệp ngành khai khoáng nói chung sau đ y, nghiên cứu sẽ dựa trên mô hình tác động ngẫu nhiên (REM).
Phân tích kết qu ước ượng mô hình
Mô h nh tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp (tiếp cận theo ROE) ngành khai khoáng niêm yết tại Việt Nam:
ROEi,t = 11,9632*DAi,t + 4,1231*SGi,t – 10,4534* BOi,t + 42,2704*FOi,t
(3.8)
Mô hình cho thấy cấu trúc vốn, tốc độ t ng trƣởng doanh thu, sở hữu nƣớc ngoài có tác động cùng chiều đến giá trị doanh nghiệp, trong khi đó sở hữu thành viên HĐQT có tác động nghịch chiều. Mức độ tác động nhƣ sau:
- Mỗi % t ng lên trong cấu trúc vốn hay nợ phải trả trung nh t ng 1% sẽ làm giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,1196%.
- Mỗi % t ng lên của tốc độ t ng trƣởng doanh thu sẽ làm giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,0412%.
- Mỗi % t ng lên của tỷ lệ sở hữu cổ phần của thành viên HĐQT sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung nh 0,1045%.
- Mỗi % t ng lên tỷ lệ sở hữu cổ phần của nƣớc ngoài sẽ giúp giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,4227%.
Cấu trúc vốn doanh nghiệp
Kết quả ƣớc lƣợng tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp (với cách tiếp cận theo chỉ số ROE) cho thấy, cấu trúc vốn có tác động thuận chiều (trái với kỳ vọng dấu an đầu) đến giá trị doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Theo đó, mỗi % t ng lên trong cấu trúc vốn hay nợ phải trả trung nh t ng 1% sẽ làm giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,1196%. Điều này phù hợp với lý thuyết MM (1963) khi cho rằng cấu trúc vốn có tác động thuận chiều đến giá trị doanh nghiệp vay nợ. Ngoài ra, kết quả này cũng phù hợp với kết luận của Berger và Bonaccorsi di Patti (2006). Berger và Bonaccorsi di Patti (2006) lý giải rằng với việc sử dụng nợ nhiều hơn sẽ làm gia t ng đòn ẩy tài chính của doanh
nghiệp (đòn ẩy tài chính đƣợc tính bằng tỷ lệ nợ và giá trị sổ sách của tổng tài sản). T đó tác động làm càng giảm chi phí đại diện của vốn chủ sở hữu t việc phát hành thêm cổ phiếu và sẽ làm t ng giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu của Abor (2005) cũng cho kết luận tƣơng tự.
Các biến kiểm soát
Tốc độ tăng trưởng doanh thu
Tốc độ t ng trƣởng doanh thu có tác động thuận chiều với giá trị doanh nghiệp, kết quả này phù hợp kỳ vọng dấu đặt ra. Theo đó, mỗi % t ng lên của tốc độ t ng trƣởng doanh thu sẽ làm giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,0412%. Điều này hàm ý rằng, việc t ng doanh thu hằng n m sẽ giúp nâng cao giá trị của bản thân doanh nghiệp. Điều này cũng dễ hiểu vì tốc độ t ng trƣởng doanh thu cao là dấu hiệu cho thấy tình hình hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp càng thuận lợi. Doanh nghiệp thuận lợi trong hoạt động sản xuất kinh doanh sẽ góp phần nâng cao hiệu quả, ổn định tình hình tài chính và gia t ng đƣợc giá trị doanh nghiệp. Kết quả này tƣơng đồng với kết luận trong nghiên cứu của Abor (2005), Hwey-Yun Yau và Wen-Chien Liu (2008) và Zentun (2012).
Sở hữu thành viên HĐQT
Kết quả nghiên cứu cho thấy, sở hữu thành viên HĐQT hay tỷ lệ cổ phần đƣợc nắm giữ bởi các cổ đông thành viên HĐQT có tác động nghịch chiều (trái với kỳ vọng dấu an đầu) đến giá trị doanh nghiệp, theo đó mỗi % t ng lên của tỷ lệ sở hữu cổ phần của thành viên HĐQT sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung nh 0,1045%. Nói cách khác, khi t ng quyền sở hữu, quyền kiểm soát cũng t ng, nhƣng giá cổ phiếu và lợi nhuận giảm. Tác động ngƣợc chiều đƣợc giải thích là do sự kiểm soát đối với các cổ đông thiểu số. Kết quả này tƣơng đồng với kết luận trong nghiên cứu của Ryu và cộng sự (2011).
Sở hữu nước ngoài
Sở hữu nƣớc ngoài hay tỷ lệ cổ phần đƣợc nắm giữ bởi các cổ đông nƣớc ngoài có tác động thuận chiều với giá trị doanh nghiệp. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng dấu đặt ra. Theo đó, mỗi % t ng lên tỷ lệ sở hữu cổ phần của nƣớc ngoài sẽ giúp giá trị doanh nghiệp t ng trung nh 0,4227%. Kết quả này đƣợc lý giải thứ nhất do sở hữu nƣớc ngoài cung cấp một nguồn vốn lớn đem đến thành quả tốt hơn do giảm chi phí đại diện thông qua việc thực hiện vai trò giám sát, thứ hai nhà đầu tƣ nƣớc ngoài có nguồn lực tài chính, công nghệ và kinh nghiệm tốt hơn so với các nhà đầu tƣ trong nƣớc cũng nhƣ khả n ng quản lý trong việc đầu tƣ. Kết quả này tƣơng đồng với kết luận trong Zentun (2012).
Kết luận: Với việc đo lƣờng giá trị doanh nghiệp thông qua chỉ số ROE,
kết quả ƣớc lƣợng cho thấy cấu trúc vốn có tác động thuận chiều đến giá trị doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Hay nói cách khác, việc sử dụng nợ trong tài trợ của các doanh nghiệp khai khoáng có tác động thuận chiều đến giá trị doanh nghiệp. Thực tế cho thấy rằng, ngành khai khoáng là ngành có đặc thù nhu cầu sử dụng nguồn vốn lớn, do vậy bên cạnh khai thác các nguồn vốn trong nội bộ doanh nghiệp thì việc các doanh nghiệp khai khoáng tìm kiếm nguồn vốn ên ngoài nhƣ nợ vay để tài trợ cho hoạt động kinh doanh là khá phổ biến và điều này mang đến sự tác động thuận chiều đối với giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, cần lƣu ý rằng kết quả này không đồng nghĩa với việc càng gia t ng sử dụng nợ trong tài trợ thì sẽ làm càng làm gia t ng giá trị doanh nghiệp. Theo đó, quyết định sử dụng nợ nhƣ thế nào sẽ tùy thuộc vào t ng doanh nghiệp, t ng thời điểm mà nhà quản trị có thể đƣa ra quyết định trên cơ sở cân bằng những lợi ích và rủi ro mà nợ mang lại, hay làm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp của chính họ.