Mô hình hồi qui xem xét ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu (cổ đông lớn, sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài) đến đồng biến động giá cổ phiếu được thực hiện theo 4 cách thức khác nhau nhằm kiểm tra tính bền vững của kết quả nghiên cứu. Cụ thể:
Mô hình (1) tác giả hồi qui bình thường các biến độc lập và các biến kiểm soát trong mô hình.
Mô hình (2) tác giả tiến hành kiểm soát thêm một số biến nhằm cô lập ảnh hưởng (nếu có) của các biến được kiểm soát đến mối quan hệ giữa biến độc lập (SHNN, CĐL, NĐTNN) và đồng biến động giá cổ phiếu. Việc kiểm soát thêm các biến vào mô hình nhằm xác định ảnh hưởng ròng của biến độc lập đến biến phụ thuộc trong mô hình.
Mô hình (3) tác giả đưa thêm biến trễ của biến phụ thuộc vào mô hình nhằm để giải quyết khả năng quan hệ nội sinh có thể xuất hiện giữa biến đồng biến động giá cổ phiếu và biến cấu trúc sở hữu.
Mô hình (4) tác giả xem xét đồng thời ảnh hưởng của biến trễ biến phụ thuộc và kiểm soát thêm một số biến nhằm cô lập ảnh hưởng (nếu có) của các biến được kiểm soát đến mối
quan hệ giữa biến độc lập (SHNN, CĐL, NĐTNN) và đồng biến động giá cổ phiếu.
4.3.3.1 Mối quan hệ giữa sở hữu Nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu
Ảnh hưởng của sở hữu Nhà nước đến đồng biến động giá cổ phiếu được phân tích hồi qui thông qua mô hình sau:
, 1 , 1 2 , 1 , -1 , N TTN j i t i t i t j i t n t i t Synch = + a SHNN − + Đ − + Controls + + +
Các biến trong mô hình đã được định nghĩa ở mục 3.3.2 của luận án.
Bảng 4.10 trình bày kết quả hồi qui ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến đồng
biến động giá cổ phiếu được đo lường thông qua hệ số
Bảng 4.10: Sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu (đo lường )
Biến Biến phụ thuộc: = log(R
2/(1-R2))
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (3) Mô hình (4)
State 0.334* 0.847*** 0.285** 0.727*** (1.95) (2.68) (2.04) (2.81) NĐTTN 0.526* 0.449* (1.73) (1.79) Logmv 0.499*** 0.536*** 0.397*** 0.421*** (17.71) (16.79) (15.29) (15.10) Logmb -0.729*** -0.756*** -0.586*** -0.592*** (-11.43) (-11.75) (-10.27) (-10.39) Lev -0.063 -0.119 -0.067 -0.139 (-0.23) (-0.43) (-0.29) (-0.59) Roa -0.522 -0.414 0.183 0.245 (-0.99) (-0.79) (0.40) (0.53) Turnover 4.594*** 4.496*** 3.455*** 3.405*** (8.44) (8.07) (6.90) (6.63) Stdret 0.917* 0.941* 1.874*** 1.849*** (1.71) (1.71) (3.57) (3.46) ret12 -0.239*** -0.232*** -0.220** -0.239*** (-2.79) (-2.66) (-2.52) (-2.73) Lagged_ 0.256*** 0.254*** (10.60) (10.39) Constant -0.823*** -1.161*** 0.342* -1.408*** (-2.91) (-3.50) (1.81) (-4.68) Fixed effects IY IY IY IY
Số quan sát 4,187 4,056 4,029 3,946
Adjusted R-squared 0.3764 0.3787 0.4120 0.4136
Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tính toán dựa trên phần mềm Stata
Trong mô hình (1) ở Bảng 4.10 tác giả chỉ xem xét ảnh hưởng của biến sở hữu nhà nước (SHNN) và các biến kiểm soát đến sự đồng biến động giá cổ phiếu. Kết quả phân tích thực nghiệm cho thấy sở hữu nhà nước có ảnh hưởng cùng chiều đến sự đồng biến động giá cổ phiếu với mức ý nghĩa 10%. Giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là 0,334(t-stat = 1,95). Kết quả này phù hợp với lập luận rằng một doanh nghiệp mà sở hữu nhà nước càng cao thì tính thông tin trong giá cổ phiếu càng thấp và làm gia tăng mức độ đồng biến động giá cổ phiếu trên thị trường. Kết quả này cũng phù hợp với phát hiện của một số nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến sự đồng biến động giá cổ phiếu trên thế giới như: Allen, Qian & Qian (2005); Gul, Kim & Qiu (2010); Hou, Kuo & Lee (2012); Lin, Karim & Carter (2015).
Mô hình (2) ở Bảng 4.10tác giả kiểm soát thêm biến nhà đầu tư trong nước (NĐTTN), kết quả hồi qui ở mô hình (2) cho ra kết quả tương tự như mô hình (1) và cho thấy sở hữu nhà nước vẫn có ảnh hưởng cùng chiều đến sự đồng biến động giá cổ phiếu. Hơn thế, sau khi kiểm soát thêm biến nhà đầu tư trong nước vào mô hình thì giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là 0,847 (t-stat = 2,68) cao hơn so với kết quả hồi qui của mô hình (1). Điều này cho thấy việc kiểm soát thêm biến nhà đầu tư trong nước vào mô hình hồi qui sẽ phản ánh rõ nét hơn ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến sự đồng biến động giá cổ phiếu. Các giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước ở mô hình (1) và mô hình (2) đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và 1%, điều này củng cố thêm khẳng định về mối quan hệ cùng chiều giữa sở hữu nhà nước và sự đồng biến động giá cổ phiếu.
Mô hình (3) tác giả kiểm soát thêm biến trễ của biến SYNCH thì giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là0,285 (t-stat = 2,04) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mô hình (4) tác giả kiểm soát đồng thời biến nhà đầu tư trong nước (NĐTTN) và biến trễ của biến SYNCH, kết quả hồi qui với giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước là0,727 (t-stat =2,81) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy kết quả hồi qui ở mô hình (3) và mô hình (4) cho ra kết quả tương tự với mô hình (1), điều này thêm khẳng định về mối quan hệ cùng chiều giữa sở hữu nhà nước
và đồng biến động giá cổ phiếu tại TTCK Việt Nam. Giá trị R2 của các mô hình hồi qui đều tương đối cao (>37%), điều này cho thấy các biến đưa vào trong mô hình cùng với ảnh hưởng cố định đã giải thích được đáng kể sự biến động của biến phụ thuộc trong mô hình.
Bảng 4.11: Sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu (đo lường β)
Biến Biến phụ thuộc: β
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (3) Mô hình (4)
State 0.060 0.311** 0.036 0.222* (0.69) (2.06) (0.48) (1.69) NĐTTN 0.281* 0.209 (1.85) (1.54) Logmv 0.170*** 0.189*** 0.135*** 0.145*** (10.30) (9.80) (8.93) (8.16) Logmb -0.330*** -0.346*** -0.277*** -0.282*** (-9.44) (-9.65) (-8.66) (-8.55) Lev 0.193 0.175 0.180 0.173 (1.22) (1.06) (1.31) (1.22) Roa -0.523** -0.445* -0.161 -0.098 (-2.13) (-1.79) (-0.71) (-0.43) Turnover 2.584*** 2.515*** 1.948*** 1.913*** (10.65) (10.09) (8.44) (8.12) Stdret 1.347*** 1.388*** 1.074*** 1.087*** (4.16) (4.22) (3.03) (3.03) ret12 -0.214*** -0.202*** -0.191*** -0.190*** (-4.38) (-4.00) (-3.92) (-3.85) Lagged_ β 0.281*** 0.279*** (8.94) (8.73) Constant 0.957*** 0.402** 0.641*** 0.201 (7.08) (2.46) (6.77) (1.33) Fixed effects IY IY IY IY
Số quan sát 4,187 4,056 4,029 3,946
Adjusted R-squared 0.1934 0.1945 0.2406 0.2380
Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tính toán dựa trên phần mềm Stata
Bảng 4.11 tác giả sử dụng Beta như một đo lường bổ sung sự đồng biến động giá cổ phiếu. Kết quả hồi qui cho thấy giá trị ước lượng hệ số của biến sở hữu nhà nước ở mô hình (1) là không có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên trong mô hình (2) tác giả kiểm soát thêm biến nhà đầu tư trong nước (NĐTTN) thì hệ số ước lượng của biến sở hữu nhà nước là dương và giá trị là 0,311 (t-stat = 2,06) với mức ý nghĩa là 5%, điều này cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ thuận chiều giữa biến sở hữu nhà nước và hệ số bêta. Mô hình (3) tác giả kiểm soát biến trễ của biến beta, kết quả hồi qui là không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, khi tác giả kiểm soát đồng thời ảnh hưởng của biến trễ biến bêta và biến NĐTTN trong mô hình (4) thì hệ số hồi qui của biến sở hữu nhà nước là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, điều này càng khẳng định thêm mối quan hệ cùng chiều giữa biến sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu trên cả
hai phép đo lường là beta (β) và . Để phân tích đầy đủ hơn về mối quan hệ giữa sở
hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu, tác giả tiến hành hồi qui ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến đồng biến động giá cổ phiếu theo từng sở giao dịch riêng biệt.
Mối quan hệ thuận chiều giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu là thống nhất trên cả 2 chỉ tiêu đo lường của đồng biến động. Để xem xét sự khác biệt trong điều kiện niêm yết tại từng sở giao dịch có làm thay đổi trong mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH, tác giả phân tích thêm ảnh hưởng của SHNN đến SYNCH riêng theo từng sở giao dịch. Kết quả hồi qui ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến đồng biến động giá cổ phiếu theo từng sở giao dịch cho thấy vẫn tồn tại mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa thống kê giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu tại HOSE. Cụ thể trong mô hình (1) tác giả chỉ xem xét ảnh hưởng của SHNN đến SYNCH thì hệ số ước lượng của biến SHNN tại HOSE là 0.783(t-stat = 4.36) ở mức ý nghĩa 1%. Mô hình (2) tác giả kiểm soát thêm biến NĐTTN nhằm cô lập ảnh hưởng ròng của SHNN đến SYNCH trong mối quan hệ với biến NĐTTN thì hệ số ước lượng của biến SHNN tại HOSE là 0.765 (t- stat = 2.37) ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, sau khi kiểm soát thêm biến NĐTTN thì vẫn tồn tại mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa thống kê trong mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH tại HOSE. Điều này càng khẳng định thêm tính vững và thống nhất trong kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH.
Tuy nhiên mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động thì không có ý nghĩa thống kê tại sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Sự khác biệt về điều kiện niêm yết và đa số các DNNN với qui mô vốn lớn sau cổ phần hóa thường chọn yết giá và giao dịch trên HOSE, điều này làm cho giá trị vốn hóa của các công ty niêm yết trên HOSE chiếm phần lớn trong tổng giá trị toàn thị trường. Ngoài ra, tỷ lệ sở hữu nhà nước của các công ty niêm yết trên HNX thấp và là nguyên nhân làm cho mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu không được phản ánh và có ý nghĩa thống kê tại HNX. Kết quả hồi qui như sau:
Bảng 4.12: Sở hữu Nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu theo sở giao dịch
Biến
Biến phụ thuộc: = log(R2/(1-R2))
HOSE HNX
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (1) Mô hình (2)
State 0.783*** 0.765** -0.269 0.538 (4.36) (2.37) (-1.23) (1.06) NĐTTN -0.020 0.780 (-0.07) (1.58) Logmv 0.457*** 0.466*** 0.590*** 0.625*** (11.88) (10.70) (13.74) (13.83) Logmb -0.604*** -0.613*** -0.887*** -0.899*** (-7.99) (-7.78) (-11.62) (-11.63) Lev -0.606* -0.566* 0.410 0.319 (-1.87) (-1.69) (1.18) (0.89) Roa -1.225* -1.186* 0.211 0.319 (-1.89) (-1.80) (0.30) (0.44) Turnover 5.248*** 5.233*** 3.733*** 3.654*** (7.61) (7.50) (5.40) (5.13) Stdret 1.934** 1.984** 0.401 0.342 (2.47) (2.46) (0.55) (0.46) ret12 -0.527*** -0.533*** -0.026 -0.031 (-4.15) (-4.06) (-0.21) (-0.24) Constant -1.202*** -1.497*** 0.628 0.464 (-4.75) (-4.00) (0.88) (0.86)
Biến
Biến phụ thuộc: = log(R2/(1-R2))
HOSE HNX
Fixed effects IY IY IY IY
Số quan sát 2,030 1,955 2,157 2,101
Adjusted R-squared 0.3528 0.3511 0.3868 0.3916
Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tính toán dựa trên phần mềm Stata
Mối quan hệ thuận chiều giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu là thống nhất trên cả 2 chỉ tiêu đo lường của đồng biến động. Để xem xét sự khác biệt trong điều kiện niêm yết tại từng sở giao dịch có làm thay đổi trong mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH, tác giả phân tích thêm ảnh hưởng của SHNN đến SYNCH riêng theo từng sở giao dịch. Kết quả hồi qui ảnh hưởng của sở hữu nhà nước đến đồng biến động giá cổ phiếu theo từng sở giao dịch cho thấy vẫn tồn tại mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa thống kê giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu tại HOSE. Cụ thể trong mô hình (1) tác giả chỉ xem xét ảnh hưởng của SHNN đến SYNCH thì hệ số ước lượng của biến SHNN tại HOSE là 0.783(t-stat = 4.36) ở mức ý nghĩa 1%. Mô hình (2) tác giả kiểm soát thêm biến NĐTTN nhằm cô lập ảnh hưởng ròng của SHNN đến SYNCH trong mối quan hệ với biến NĐTTN thì hệ số ước lượng của biến SHNN tại HOSE là 0.765 (t-stat = 2.37) ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, sau khi kiểm soát thêm biến NĐTTN thì vẫn tồn tại mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa thống kê trong mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH tại HOSE. Điều này càng khẳng định thêm tính vững và thống nhất trong kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa SHNN và SYNCH.
Tuy nhiên mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động thì không có ý nghĩa thống kê tại sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.Sự khác biệt về điều kiện niêm yết và đa số các DNNN với qui mô vốn lớn sau cổ phần hóa thường chọn yết giá và giao dịch trên HOSE, điều này làm cho giá trị vốn hóa của các công ty niêm yết trên HOSE chiếm phần lớn trong tổng giá trị toàn thị trường. Ngoài ra, tỷ lệ sở hữu nhà nước của các công ty niêm yết trên HNX thấp và là nguyên nhân làm cho mối quan hệ giữa sở hữu nhà nước và đồng biến động giá cổ phiếu không được phản ánh và có ý nghĩa thống kê tại HNX.
4.3.3.2 Mối quan hệ giữa sở hữu cổ đông lớn và đồng biến động giá cổ phiếu
Ảnh hưởng của sở hữu cổ đông lớn đến đồng biến động giá cổ phiếu được phân tích hồi qui thông qua mô hình sau:
, 1 , 1 2 , 1 , -1 , C C N j i t i t i t j i t n t i t Synch = + a ĐL − + Đ − + Controls + + +
Bảng 4.13: Sở hữu cổ đông lớn và đồng biến động giá cổ phiếu (đo lường ) kiểm soát ảnh hưởng biến cổ đông nhỏ
Biến Biến phụ thuộc: = log(R
2/(1-R2))
Mô hình (1) Mô hình (2) Mô hình (3) Mô hình (4)
CĐL -1.015*** -1.084*** -0.708** -0.759*** (-3.34) (-3.62) (-2.56) (-2.78) CĐN 0.543*** 0.361** (3.22) (2.54) Logmv 0.536*** 0.524*** 0.422*** 0.417*** (15.61) (15.02) (11.85) (11.54) Logmb -0.876*** -0.866*** -0.711*** -0.709*** (-9.96) (-9.85) (-8.45) (-8.44) Lev -0.043 -0.031 -0.016 -0.007 (-0.13) (-0.09) (-0.06) (-0.03) Roa -0.181 -0.143 0.774 0.788 (-0.25) (-0.20) (1.28) (1.30) Turnover 6.066*** 5.911*** 4.635*** 4.547*** (11.80) (11.72) (11.34) (10.97) Stdret 1.133* 1.167* 1.817*** 1.837*** (1.83) (1.90) (2.90) (2.93) ret12 -0.409*** -0.408*** -0.378*** -0.376*** (-4.12) (-4.13) (-3.55) (-3.53) Lagged_ 0.311*** 0.306*** (7.39) (7.39) Constant -0.840*** -0.837*** -0.968*** -1.082*** (-2.71) (-2.73) (-3.59) (-3.96) Fixed effects IY IY IY IY Số quan sát 2,410 2,410 2,272 2,272 Adjusted R-squared 0.3904 0.3939 0.4461 0.4475
Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Thực hiện hồi qui tương tự như xem xét ảnh hưởng của SHNN, mô hình (1) tác giả chỉ xem xét ảnh hưởng của sở hữu cổ đông lớn và các biến kiểm soát đến đồng biến động giá cổ phiếu. Kết quả hồi qui với hệ số ước lượng của biến sở hữu cổ đông lớn là -1.015 (t-stat = -3.34) với mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa sở hữu cổ đông lớn và đồng biến động giá cổ phiếu. Kết quả này ủng hộ lập luận rằng, cổ đông lớn với lợi thế hơn về mặt thông tin so với các nhóm cổ đông khác và giao dịch dựa trên lợi thế về mặt thông tin của cổ đông lớn sẽ giúp làm giảm đồng biến động giá cổ phiếu. Ngoài ra, thông qua sở hữu của cổ đông lớn sẽ giúp nâng cao quản trị công ty, cải thiện môi trường thông tin của công ty và qua đó làm tăng tính thông tin giá cổ phiếu và hạn chế đồng biến động giá cổ phiếu trên thị trường. Kết quả này cũng phù hợp với phát hiện của một số nghiên cứu về ảnh hưởng của cổ đông lớn đến sự đồng biến động giá cổ phiếu trên thế giới như: Morck, Yeung & Yu (2000); Jin và Myers (2006); Brockman & Yan (2009); Gul, Kim & Qiu (2010); Boubaker, Mansali & Rjiba, (2014); Đặng Tùng Lâm (2016).
Mô hình (2) tác giả kiểm soát thêm biến cổ đông nhỏ (CĐN) nhằm cô lập ảnh hưởng của biến CĐN trong mối quan hệ giữa sở hữu cổ đông lớn và đồng biến động giá cổ phiếu. Việc kiểm soát biến CĐN trong mô hình nhằm để xem xét ảnh hưởng ròng của sở hữu cổ đông lớn đến đồng biến động giá cổ phiếu. Kết quả hồi qui tương tự như mô hình (1) với giá trị hệ số ước lượng của biến CĐL là - 1.084 (t-stat = -3.62) với mức ý nghĩa 1%. Mô hình (3) tác giả kiểm soát thêm biến trễ của biến phụ thuộc SYNCH thì hệ số ước lượng của biến CĐL là -0.708 (t-stat = -2.56) với mức ý nghĩa 5%. Mô hình (4) tác giả kiểm soát đồng thời biến trễ của biến phụ thuộc và biến CĐN thì hệ số ước lượng của biến CĐL là -0.759 (t-stat = -2.78) với mức ý nghĩa 1%. Hồi qui từ việc kiểm soát thêm các biến cho ra kết quả tương tự như mô hình (1) và củng cố thêm về mối quan hệ ngược chiều
giữa sở hữu cổ đông lớn và SYNCH. Giá trị R2 của các mô hình hồi qui đều tương
đối cao (>39%), điều này cho thấy các biến đưa vào trong mô hình cùng với ảnh hưởng cố định đã giải thích được đáng kể sự biến động của biến phụ thuộc (đồng biến động giá cổ phiếu) trong mô hình.
Bảng 4.14: Sở hữu cổ đông lớn và đồng biến động giá cổ phiếu (đo lường β) kiểm