7. Bố cục đề tài
3.2.1. Đo lƣờng giá trị doanh nghiệp thông qua chỉ số Tobin' sQ
a. Ma trận hệ số tư ng quan
Hệ số tƣơng quan trong nghiên cứu này đƣợc tính theo phƣơng pháp Spearman. Hệ số tƣơng quan Spearman là một thống kê phi tham số đo lƣờng sự tƣơng quan giữa hai iến, do đó nó có tính vững (ro ustness) tốt hơn và phù hợp với mẫu nhỏ, nhiều iến ngoại vi (outlier) nhƣ trong nghiên cứu này. Ma trận hệ số tƣơng quan Spearman của các iến trong nghiên cứu đƣợc tr nh ày ở ảng dƣới đ y.
ng 3.4: Ma trận hệ số tư ng quan (Tobin’s Q)
Qit DAit SIZit SGit BO FO OD CEOD
Toàn bộ mẫu Qit 1,00 DAit 0,04 1,00 SIZit 0,14 0,06 1,00 SGit 0,09 0,22 0,04 1,00 BOit -0,09 -0,09 -0,66 -0,01 1,00 FOit 0,01 -0,01 0,42 -0,05 -0,35 1,00 ODit 0,01 0,02 -0,04 0,01 -0,05 -0,07 1,00 CEODit -0,06 -0,06 -0,09 -0,06 0,21 -0,14 -0,41 1,00
Ghi chú: Kết quả chạy trên phầm mềm STATA
Bảng 3.4, ma trận hệ số tƣơng quan của các biến cho thấy tƣơng quan giữa giá trị doanh nghiệp (Tobin's Q) với các biến độc lập DA, SIZ, SG, BO, FO, OD, CEOD đạt mức lần lƣợt là 0,04; 0,14; 0,09; -0,09; 0,01; 0,01; -0,06. 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, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT đúng với kỳ
vọng dấu an đầu, trong khi đối với cấu trúc vốn và sở hữu thành viên HĐQT 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 chỉ có cặp biến quy mô doanh nghiệp và sở hữu thành viên HĐQT có mức tƣơng quan tƣơng đối chặt chẽ (-0,66).
Mặt khác, 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.
Q DA SIZ SG bo fo od ceod 0 5 10 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 trên phần mềm STATA)
b. Kết qu ước lượng 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 3.5: ết qu hồi quy tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp (Tobin’s Q ) ngành khai khoáng
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 0,0695 0,708 0,0653 0,727 -0,4023 0,249 SIZit -0,2907 0,000 -0,1644 0,014 0,0897 0,097 SGit 0,0088 0,796 0,0128 0,710 0,0047 0,941 BOit 0,1606 0,510 0,1042 0,667 -0,1180 0,750 FOit 0,0117 0,990 0,2655 0,765 -0,8331 0,380 ODit 0,3222 0,895 0,0558 0,818 0,2615 0,477 CEODit -0,1764 0,100 -0,1425 0,179 0,5534 0,727 C 8,8380 0,000 5,4165 0,003 -13056 0,392 Tổng số mẫu 232 232 232 Hệ số xác định (R2) 0,0919 0,0865 0,0219 Thống kê F 21,87 10,03 0,72
Kết quả kiểm định Hausman
Chi2 (7) = 5,73 với P_Value > chi2 = 0,571
Kết quả kiểm định Breusch Pagan Lagrange
Chi2 (1) = 275,97 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 (Tobin's Q) chịu ảnh hƣởng t các nh n tố: quy mô doanh nghiệp (SIZ), tính kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và CEO (CEOD). Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh FEM đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Theo mô h nh REM, giá trị doanh nghiệp (Tobin's Q) chỉ phụ thuộc vào iến độc lập quy mô doanh nghiệp (SIZ). Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh REM đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Mô hình REM: Qi,t = 5,4165 - 0,1644*SIZi,t (3.2)
Đối với mô h nh Pooled OLS, giá trị doanh nghiệp (Tobin's Q) chỉ phụ thuộc vào iến độc lập quy mô doanh nghiệp (SIZ). Kết quả ƣớc lƣợng theo mô h nh Pooled OLS đƣợc thể hiện theo công thức sau:
Mô hình Pooled OLS: Qi,t = 0,0897*SIZi,t (3.3)
-Thống kê F có giá trị là 21,87 trong mô hình FEM, mô hình REM là 10,03 và mô hình Pooled OLS là 0,72. 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 0,0919 đối với mô hình FEM, trong mô hình REM là 0,0865 và trong mô hình Pooled OLS là 0,0219. Kết quả này hàm ý rằng, trong mô hình FEM các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 9,19% sự thay đổi của giá trị doanh nghiệp, trong mô hình REM các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 8,65% sự thay đổi của giá trị doanh nghiệp, trong mô hình Pooled OLS các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 2,19% sự thay đổi giá trị doanh nghiệp. Đ y là một mức giải thích rất thấp, các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đ y có khả n ng giải thích khoảng 20% iến động của iến phụ thuộc.
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 : 52,08
P-value của giá trị kiểm định : 0,000
P-value của giá trị kiểm định nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05 do đó ta ác ỏ giả thiết H0 của kiểm định Breusch-Pagan và kết luận là 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 : 126,666
P-value của giá trị kiểm định : 0,0000
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 ở kiểm định đƣợc trình bày ở phụ lục 4, 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 : 5,73
P-value của thống kê Chi nh phƣơng : 0,571
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 và 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 : 275,97
P-value của thống kê Chi nh phƣơng : 0,0000
Với P-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,05, 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).
ớc ượng mô hình nghiên cứu với phư ng sai Huber - White
Tiếp theo, để khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi, ta thực hiện ƣớc lƣợng REM cho dữ liệu nghiên cứu với option Ro ustness. Ƣớc lƣợng này sẽ có độ lệch chuẩn đƣợc tính theo công thức ƣớc lƣợng của Hu er – White. Kết quả của ƣớc lƣợng đƣợc trình bày trong bảng dƣới đ y:
ng 3.6: Kết qu ước ượng mô hình REM với Option Robustness (Tobin's Q)
Mô hình REM
Hệ số hồi quy Thống kê t
DAit 0,0653 0,657 SIZit -0,1644 0,004 SGit 0,0128 0,784 BOit 0,1042 0,514 FOit 0,2655 0,634 ODit 0,0558 0,877 CEODit -0,1425 0,079 C 5,4165 0,000 Tổng số mẫu 232 Hệ số xác định (R2) 0,0865 Thống kê F 10,53
Ghi chú: Kết quả chạy từ phần mềm STATA.
Phân tích kết qu ước ượng mô hình
Mô h nh tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp (thông qua chỉ số Tobin's Q) ngành khai khoáng niêm yết tại Việt Nam:
Qi,t = 5,4165 - 0,1644*SIZi,t – 0,1425*CEODi,t (3.4) Mô hình cho thấy quy mô doanh nghiệp, tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT có tác động nghịch chiều đến giá trị doanh nghiệp, theo đó:
- Mỗi % t ng lên trong quy mô tài sản sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung nh -0,1644%;
- Việc kiệm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT trong doanh nghiệp sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung bình 0,1425 so với việc không kiêm nhiệm.
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 To in s Q) cho thấy, có mối quan hệ giữa cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp ngành khai khoáng nhƣng không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể là do yếu tố thị trƣờng của cổ phiếu làm giá cổ phiếu biến động thất thƣờng, do đó giá thị trƣờng cổ phiếu chƣa phản ánh hết đƣợc giá trị doanh nghiệp, cộng với việc chƣa có số liệu nợ thị trƣờng dẫn đến chỉ số To in's Q chƣa phản ánh hết hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp theo cách tiếp cận giá thị trƣờng. Do vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy không tìm thấy bằng chứng về tác động của cấu trúc vốn đến giá trị doanh nghiệp thông qua chỉ số Tobin's Q. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Phillips và cộng sự (2004), Jiraporn và cộng sự (2008).
Các biến kiểm soát
Quy mô doanh nghiệp
Quy mô doanh nghiệp có tác động nghịch chiều đối với giá trị doanh nghiệp với mức ý nghĩa 10%, mỗi % t ng lên trong quy mô tài sản sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung nh -0,1644% điều này cho thấy việc gia t ng tài sản trong tƣơng lai không phải lúc nào cũng tác động thuận chiều đến giá trị doanh nghiệp. Điều này có thể đƣợc giải thích rằng, các doanh nghiệp ngành khai khoáng đa phần đều có quy mô càng lớn, do đó chi phí vận hành và giám sát càng cao hay tác động của các tình huống mất kiểm soát do không hiệu quả trong cấu trúc phân cấp quản lý làm sảnh hƣởng tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này tƣơng đồng với nghiên cứu của Jiraporn và cộng sự (2008).
Tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT
Việc kiệm nhiệm CEO và chủ tịch HĐQT sẽ làm giá trị doanh nghiệp giảm trung bình 0,1425 so với việc không kiêm nhiệm. Kết quả này ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện, theo đó khi CEO là chủ tịch HĐQT thì khả n ng giám sát của HĐQT đối với CEO sẽ yếu hơn. V vậy, HĐQT sẽ không hiệu quả trong việc đánh giá các CEO. Thiếu tính độc lập và minh bạch dẫn đến các vấn đề đại diện và cuối cùng lá nó sẽ tác động ngƣợc chiều lên giá trị doanh nghiệp.
Kết luận: Với việc đo lƣờng giá trị doanh nghiệp thông qua chỉ số Tobin's Q, kết quả ƣớc lƣợng cho thấy cấu trúc vốn không tác động đến giá trị doanh nghiệp ngành khai khoáng niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Hay nói cách khác, không có bằng chứng khẳng định quyết định sử dụng nợ để tài trợ của các doanh nghiệp ngành khai khoáng có tác động đến giá trị doanh nghiệp. Trong thực tế, việc sử dụng nợ để tài trợ giúp cho doanh nghiệp ít nhiều tận dụng đƣợc đòn ẩy tài chính, qua đó có thể khuếch đại lợi nhuận hoặc rủi ro cho doanh nghiệp, t đó ảnh hƣởng đến giá trị của doanh nghiệp. Do vậy, kết quả trên chƣa phản ánh đƣợc điều này xuất phát t nhiều nguyên nh n, trong đó nguyên nhân chủ yếu có thể là do yếu tố thị trƣờng của cổ phiếu làm giá cổ phiếu biến động thất thƣờng, do đó giá thị trƣờng cổ phiếu chƣa phản ánh hết đƣợc giá trị doanh nghiệp, cộng với việc chƣa có số liệu nợ thị trƣờng dẫn đến chỉ số To in's Q chƣa phản ánh hết hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp theo cách tiếp cận giá thị trƣờng.