3.3.1. Giả thuyết nghiên cứu
Các nghiên cứu chỉ ra rằng sự thay đổi trong các hoạt động quản trị doanh nghiệp có ảnh hưởng đến tính thanh khoản cho cổ phiếu. Chung và cộng sự (2010), Panu và cộng sự (2014) kết luận về mối tương quan cùng chiều giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản, nâng cao chất lượng quản trị doanh nghiệp làm giảm tình trạng bất cân xứng thông tin, nâng cao hiệu quả hoạt động, từ đó tăng cường niềm tin của nhà đầu tư và cải thiện tính thanh khoản của thị trường chứng khoán.
Giả thuyết: Quản trị doanh nghiệp có tác động cùng chiều đến tính thanh khoản cổ phiếu.
3.3.2. Dữ liệu nghiên cứu
3.3.2.1. Mô tả mẫu nghiên cứu
Tại Việt Nam, đa số các doanh nghiệp lớn tham gia niêm yết trên HOSE, mẫu nghiên cứu sẽ bao gồm được nhiều doanh nghiệp tiêu biểu các ngành nghề, giao dịch chứng khoán sôi nổi với khối lượng giao dịch lớn. Dữ liệu được lấy mẫu từ 102 doanh nghiệp vốn hóa cao nhất niêm yết trên HOSE trong khoảng thời gian từ năm 2014 - 2017, tác giả loại bỏ giai đoạn nửa đầu năm 2018 do không đầy đủ thông tin được công bố như trong báo cáo thường niên. Ngoài ra những công ty hoạt động trên lĩnh vực tài chính cũng bị loại để tránh sự bất thường về quy mô và tỷ số giá thị trường / giá sổ sách của họ có ý nghĩa khác so với các công ty phi tài chính. Như vậy mẫu cuối cùng được lựa chọn 408 quan sát từ 102 doanh nghiệp hoạt động trên các lĩnh vực công nghiệp, dịch vụ, hạ tầng cơ bản, hàng tiêu dùng và vật liệu xây dựng cơ bản,.. trong thời gian quan sát 4 năm tài chính (xem phụ lục). Dữ liệu được lấy từ báo cáo thường niên, báo cáo tài chính và các tài liệu khác được công bố ra công chúng.
3.3.2.2. Mô tả biến nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng các biến sau: biến quản trị doanh nghiệp, biến thanh khoản cổ phiếu và nhóm các biến kiểm soát.
Đo lường biến quản trị doanh nghiệp (Gov)
Theo Panu Prommin (2014), nghiên cứu cũng xây dựng biến chỉ số Gov lập từ 9 tiêu chuẩn quản trị doanh nghiệp. Chỉ số xem như một thang điểm (nhận giá trị nguyên dương và tối đa là 9) tập trung chủ yếu đo lường sự độc lập của người quản lý cũng như chất lượng của quản trị doanh nghiệp. Với mỗi tiêu chuẩn quản trị được thỏa mãn sẽ được tính là 1 điểm, ngược lại sẽ là 0, sau đó tác giả sẽ cộng tất cả số điểm của chín tiêu chuẩn quản trị trên (không có trọng số) để được chỉ số quản trị doanh nghiệp.
Bảng 3.2: Tiêu chuẩn quản trị doanh nghiệp
Ban giám đốc 1) 1/3 ban giám đốc là giám đốc độc lập
2) Chủ tịch hội đồng quản trị và CEO độc lập
3) Giám đốc nắm quyền sở hữu lớn nhất không quá 5% cổ phần đã phát hành
Kiểm soát 4) Ban kiểm soát, kiểm toán nội bộ
5) Công bố tần suất họp của ban kiểm soát
6) Chuyên môn ban kiểm soát
7) Big 4 kiểm toán (PWC, KPMG, E&Y, Deloittle)
Khen thưởng 8) Sự tồn tại tiểu ban khen thưởng
Nhân sự 9) Sự tồn tại tiểu ban nhân sự
GOV Tổng từ (0) đến (9)
Đo lường biến thanh khoản của cổ phiếu
Nghiên cứu sử dụng 3 chỉ số đại diện cho tính thanh khoản: mức thanh khoản thấp, vòng quay cổ phiếu và chỉ số thanh khoản.
Illiq (Amihud 2002) được xác định bằng trung bình giá trị tuyệt đối của tỉ suất sinh lợi hằng ngày của chứng khoán chia cho tổng giá trị giao dịch (VNĐ) trong một thời gian xác định, trong nghiên cứu này lấy theo năm, công thức:
𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄𝑖𝑦 =𝐷1
𝑖𝑦∑|𝑅𝑖𝑦𝑑| 𝐷𝑖𝑦
𝑡=1
/𝑉𝑂𝐿𝐷𝑖𝑦𝑑
Trong đó, Riyd là tỉ suất sinh lợi chứng khoán i trong ngày d của năm y, VOLDiyd là giá trị giao dịch hằng ngày chứng khoán i theo VNĐ, Diy là số ngày giao dịch chứng khoán i trong năm y. Tính thanh khoản Amihud (2002) có thể được hiểu như những phản ứng của giá hàng ngày theo một đồng trong giá trị giao dịch.
Vòng quay cổ phiếu (Turnover - Turn)
Turn được tính bằng công thức:
𝑇𝑈𝑅𝑁𝑖 = 𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡/𝑁𝑖,𝑡
Trong đó VOLi,t là tổng số lượng cổ phần giao dịch của cổ phiếu i, Ni,t là số cổ phiếu i đang lưu hành vào thời điểm cuối tháng t. Trung bình đơn giản 12 tháng được chỉ số Turn theo năm.
Chỉ số thanh khoản (Liquidity ratio - LR)
Liquidity ratio (LR) hay còn được gọi là phương pháp Amivest, tính bằng tỷ lệ tổng giá trị giao dịch hàng ngày (VOLi,t) chia cho giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu (Ri,t). Trường hợp tỉ suất sinh lợi bằng 0, cho LR bằng 0. Công thức:
𝐿𝑅𝑡 = ∑ {𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡}/ {∑ |𝑅𝑖,𝑡|
𝑡 }
𝑡
Để tính giá trị LR theo năm bằng cách bình quân đơn giản các chỉ số LR ngày. Công thức này giải thích mối liên hệ giữa giá trị giao dịch và sự thay đổi 1% trong giá chứng khoán.
Các biến kiểm soát mà được nhận thấy là có gây ảnh hưởng tới tính thanh khoản trong các nghiên cứu trước (Chung và cộng sự 2010; Harris 1994; McInish và Wood 1992). Bao gồm:
Quy mô doanh nghiệp (Size): Chung (2010) cho rằng có mối tương quan dương giữa quy mô doanh nghiệp và tính thanh khoản, doanh nghiệp càng lớn thì phải chịu rủi ro chọn lựa trái ý càng nhỏ vì chịu sự giám sát của nhiều cổ đông, thông tin trở nên minh bạch hơn. Tang và Wang (2011) cũng làm sáng tỏ điều này liên quan đến sự thay đổi trong quy mô doanh nghiệp, thông tin bất cân xứng có thể làm cho các doanh nghiệp nhỏ có khả năng thu hút đầu tư kém, vì thế không tối đa hóa giá trị doanh nghiệp làm giảm tính thanh khoản. Do đó, biến quy mô doanh nghiệp được tác giả đưa vào mô hình để kiểm chứng mối quan hệ giữa quy mô công ty và tính thanh khoản của cổ phiếu trên HOSE.
Đòn bẩy tài chính (Leverage): việc quyết định lựa chọn cấu trúc vốn của một doanh nghiệp cần phải cân nhắc đến tính thanh khoản cổ phiếu. Nghiên cứu của Tang và Wang (2011) cho rằng có mối tương quan nghịch giữa đòn bẩy tài chính và tính thanh khoản của cổ phiếu.
Biến động tỷ suất sinh lợi (Return volatility - RV), giá (price), thời gian từ khi cổ phiếu được niêm yết (Age), tính hữu hình của tài sản (Tangibility), thống kê giao dịch, nhằm nắm bắt được những sự thay đổi qua giá, qua thời gian của các quan sát (Panu 2014).
Bảng 3.3: Mô tả tổng hợp các biến Biến Ký hiệu Diễn giải
Biến phụ thuộc
Quản trị doanh
nghiệp
GOV
Gov lập từ 9 tiêu chuẩn quản trị doanh nghiệp. Chỉ số xem như một thang điểm tập trung chủ yếu đo lường sự độc lập của người quản lý
Biến Ký hiệu Diễn giải
cũng như chất lượng của quản trị doanh nghiệp.
Biến độc lập
Amihud ILLIQ ILLIQ = 1
Diy∑ |𝑅𝑖𝑦𝑑|
𝑉𝑂𝐿𝐷𝑖𝑦𝑑 𝐷𝑖𝑦
𝑖=1
|Riyd| trị tuyệt đối tỉ suất sinh lợi chứng khoán i trong ngày d của năm y
Diy số ngày giao dịch của cổ phiếu công ty i trong năm y
VOLDiyd: giá trị giao dịch hằng ngày chứng khoán i theo VNĐ
Turnover TURN TURN
i =𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡 𝑁𝑖,𝑡
VOLi,t là tổng số lượng cổ phần giao dịch của cổ phiếu i, Ni,t là số cổ phiếu i đang lưu hành vào thời điểm cuối tháng t. Ni,t có thể biến đổi nếu trong tháng công ty phát hành thêm cổ phiếu mới
Liquidity ratio LR LR = ∑ 𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡𝑡
∑ |𝑡 𝑅𝑖,𝑡|
(𝑉𝑂𝐿𝑖,𝑡) là tổng giá trị giao dịch hàng ngày chia cho giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu (𝑅𝑖,𝑡)
Đòn bẩy tài chính Leverage giá trị sổ sách của nợ / giá trị sổ sách tài sản
Biến Ký hiệu Diễn giải
Thời gian niêm yết Age Log-nepe (2017 - năm cổ phiếu niêm yết)
Biến động tỷ suất sinh lợi
RV Độ lệch chuẩn tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Tính hữu hình của tài sản
Tangibility Tài sản cố định hữu hình / tổng tài sản
Giá chứng khoán Price 1/ giá cổ phiếu
3.3.3. Phương pháp nghiên cứu 3.3.3.1. Mô hình nghiên cứu 3.3.3.1. Mô hình nghiên cứu
Phương pháp định lượng: Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng với 3 mô hình khác nhau: Mô hình hồi quy gộp – Pooled OLS model, mô hình đánh giá tác động ngẫu nhiên - random effects (REM), mô hình đánh giá tác động cố định - fixed effects (FEM) để đánh giá tác động, hồi quy biến thanh khoản theo biến quản trị doanh nghiệp và các biến kiểm soát.
Mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS) bỏ qua bình diện không gian và thời gian. Áp dụng vào dữ liệu của đề tài này, 102 công ty qua 4 năm có 408 quan sát, áp dụng hồi quy OLS thông thường, lựa chọn một đường khớp nhất cho dữ liệu với sao cho tổng bình phương các sai lệch giữa giá trị thực tế và giá trị ước tính theo hàm hồi qui là nhỏ nhất.
Yit = βo + β’Xit + εit
Trong đó Yit là biến phụ thuộc và Xit là các biến giải thích trong mô hình, εitlà các phần dư.
Mô hình bình phương bé nhất tổng quát (GLS) là mô hình ước lượng sai số chuẩn vững, giả sử đã biết dạng thay đổi của phương sai sai số, khi đó dùng các phép biến đổi tương đương để đưa về một mô hình mới mà sai số ngẫu nhiên trong mô hình này có phương sai sai số không đổi, sau đó sử dụng phương pháp OLS để ước lượng mô hình mới này.
Mô hình đánh giá tác động cố định (FEM): Xét một mối quan hệ kinh tế, với biến phụ thuộc, Y và biến giải thích quan sát được là X1, X2, và một hoặc nhiều biến không quan sát được. Dữ liệu bảng NxT quan sát bao gồm N-đối tượng và T-thời điểm, vậy có NxT quan sát.
Yit = β1Xit1 + β2Xit2 + μit với i = 1, 2, …, N và t = 1, 2, …, T
Trong đó Yit là giá trị của Y cho đối tượng i ở thời điểm t; Xit1 là giá trị của X1
cho đối tượng i ở thời điểm t, Xit2 là giá trị của X2 cho đối tượng i ở thời điểm t, và μit là sai số của đối tượng i ở thời điểm t. Sai số của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển được tách làm hai thành phần: μit = νi + εit .Thành phần νi đại diện cho các yếu tố không quan sát được khác nhau giữa các đối tượng nhưng không thay đổi theo thời gian. Thành phần εit đại diện cho những yếu tố không quan sát được khác nhau giữa các đối tượng và thay đổi theo thời gian.
Mô hình đánh giá tác động ngẫu nhiên (REM): khác với mô hình FEM, trong mô hình REM sự biến động giữa các đơn vị là ngẫu nhiên, không tương quan với các biến giải thích
Yit = β1Xit1 + β2Xit2 + νi + εit với i = 1, 2, …, N và t = 1, 2, …, T
Trong đó, vi lại được phân chia làm hai thành phần: thành phần bất định α0, thành phần ngẫu nhiên ωi, vi = α0 + ωi
3.3.3.2. Phương pháp kiểm định
Phương pháp kiểm định Hausman (Hausman test) để xem xét mô hình FEM
hay REM phù hợp hơn.
Giả thiết H0: vi và biến độc lập không tương quan;
Khi giá trị P (value) < 0,01 ta bác bỏ H0, khi đó vi và biến độc lập tương quan với nhau, mô hình FEM phù hợp hơn.
Phương pháp kiểm định Lagrangian multiplier (LM test) để xem xét mô hình Pooled OLS hay REM phù hợp hơn
Giả thiết Ho: tất cả các vi bằng 0; phương sai của các phần dư qua các quan sát thực tế là không đổi
Khi giá trị P (value) < 0,01, giả thiết H0 bị bác bỏ, khi đó mô hình Pooled OLS phù hợp hơn.
- Kiểm định sự vi phạm các giả định của mô hình
Kiểm định đa cộng tuyến
Trước khi đưa vào ước lượng mô hình kinh tế, dữ liệu được kiểm định đa cộng tuyến. Thật vậy, mô hình lý tưởng là các biến độc lập không có tương quan với nhau, khi đó hệ số hồi quy riêng cho biết ảnh hưởng của từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc khi giả định các biến độc lập còn lại không đổi. Theo Bryman và Cramer (2001) cho rằng giá trị tuyệt đối của mỗi hệ số tương quan giữa các biến độc lập là cao nếu nó lớn hơn 0,8 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Nội dung định lượng của nghiên cứu sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF để kiểm định hiện tượng đa công tuyến.
Kiểm định tự tương quan.
Tự tương quan là sự tương quan giữa các thành phần của dãy quan sát theo thời gian hoặc không gian. Khi có tự tương quan, các ước lượng của mô hình là không hiệu quả. Có nhiều cách phát hiện hiện tượng tự tương quan như phương pháp đồ thị, kiểm định Durbin-Watson, kiểm định Wooldrige… Tuy nhiên kiểm định Durbin- Watson vẫn có khuyết điểm với cỡ mẫu n lớn thì các giá trị dL, dU không có trong bảng. Vì vậy bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định Wooldridge. Đặt các giả thiết sau:
Giả thiết H0: không tồn tại tự tương quan ở bất kỳ bậc nào Giả thiết H1: có tồn tại tự tương quan ở bất kỳ bậc nào
Nếu hệ số Pro (Obs*Squared) > 0,01, chấp nhận giả thiết H0, trong mô hình hồi quy không tồn tại tự tương quan.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi:
Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian dựa trên hồi quy bình phương phần dư theo bậc nhất và bậc hai của biến độc lập.
Kết luận chương 3: Hệ thống về quá trình hình thành và phát triển của HOSE, phân tích thực trạng khuôn khổ pháp lý về quản trị doanh nghiệp đang áp dụng tại Việt Nam, có những thuận lợi và hạn chế như thế nào đối khi áp dụng. Đề xuất mô hình nghiên cứu và phương pháp kiểm định trên dữ liệu bảng, kết quả về tác động của quản trị doanh nghiệp đến thanh khoản cổ phiếu sẽ được thảo luận ở chương 4.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
Giới thiệu chương 4: tác giả thực hiện các mô tả thống kê các biến, phân tích tương quan, thực hiện các kiểm định của mô hình hồi quy… Trình bày và thảo luận các kết quả hồi quy trong mô hình thực nghiệm.
4.1. Thực trạng về chất lượng quản trị doanh nghiệp và chỉ số thanh khoản của doanh nghiệp niêm yết trên HOSE của doanh nghiệp niêm yết trên HOSE
4.1.1. Thống kê mô tả
Bảng 4.1: Thống kê mô tả
Variable Mean Std. Dev. Min Max
Gov 4.1372550 1.2345490 1 8 Liquitidy variable Illiq 0.0012740 0.0022447 0.0000002 0.0162514 Turn 0.0718128 0.0876238 0.0005692 0.6173253 LR 2.4214230 5.3561950 0.0004518 46.4574200 Control variable Size 20.6760100 1.7881650 9.6093620 25.0510000 Leverage 0.5940003 0.2731601 0.0594114 2.4490910 Tangibility 0.2236072 0.1935914 0.0007440 0.9095002 Price 0.0001100 0.0000834 0.0000091 0.0005263 RV 0.0918778 0.0839434 0.0034473 0.5730760 AGE 2.3241090 0.2059727 1.9459100 2.8903720
Nguồn: Kết quả phân tích Stata
Bảng 4.1 thể hiện thống kê tóm tắt về các hệ số cơ bản của bộ dữ liệu nghiên cứu như: Số trung bình, tối đa, tối thiểu, độ lệch chuẩn. Chỉ số quản trị doanh nghiệp Gov trung bình là 4,1 điểm và độ lệch chuẩn là 1,23 có thể thấy chỉ số này là tương đối thấp, chứng tỏ quản trị doanh nghiệp mới đang ở mức sơ khai, có nghĩa là các doanh nghiệp mới bắt đầu chú trọng đến nó, các thông lệ tốt giúp cho việc quản trị
doanh nghiệp hiệu quả vẫn thiếu, các doanh nghiệp thực hiện việc quản trị là do phải chấp hành luật pháp hơn là tự nguyện. Tỷ số vòng quay cổ phiếu (turn) có giá trị từ 0 đến 61,73% với độ lệch chuẩn là 8,76% và giá trị trung bình là 7,18% ,con số này là thấp so với Tang và Wang (2011) là 27,4%, chứng tỏ cổ phiếu tại thị trường Việt Nam thanh khoản kém hơn. Một trong những lý do có sự khác biệt lớn này là mẫu dữ liệu của Tang và Wang nghiên cứu trong giai đoạn từ 1999-2004, thời gian này thị trường chứng khoán đang trong giai đoạn phát triển nên vòng quay trung bình của cổ phiếu cũng tốt hơn. Mức thanh khoản thấp (Illiq) có giá trị từ 0 đến 0,016 với giá trị trung bình là 0,0013 và độ lệch chuẩn là 0,0022. Chỉ số thanh khoản (LR) có giá trị từ 0,00045 đến 46,457 với giá trị trung bình là 2,4214 và độ lệch chuẩn là 5,36. Tỷ