Biến Sở hữu bởi cá nhân Không sở hữu bởi cá nhân Sở hữu bởi tổ chức Không sở hữu bởi tổ chức Giá trị Pr(|T| > |t|) Giá trị Pr(|T| > |t|) RISK 0.0178 0.0168 0.0164 0.0219 0.2492 0.0000 RETURN 0.0532 0.0659 0.0621 0.0507 0.0000 0.0036 LEV 0.5052 0.5130 0.5165 0.4719 0.4171 0.0007 LNAT 13.5424 13.6042 13.6434 13.2176 0.2895 0.0000 GROWTH 0.3098 0.2230 0.2290 0.4344 0.0193 0.0001 CRISIS 0.6168 0.5080 0.5581 0.5418 0.0000 0.5745
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm Stata 12.
4.4 Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM
Wintoki và cộng sự (2012) cho rằng các sai lệch khi sử dụng biến nội sinh vẫn tồn tại trong kiểm định mối quan hệ giữa sở hữu và đòn bẩy, tuy rằng lý thuyết mơ hình
hồi quy cố định với điều chỉnh sai số được sử dụng để xử lý vấn đề đối với các biến
không đồng nhất trong phương sai thay đổi. Cấu trúc sở hữu là biến nội sinh, dẫn đến có sự sai lệch trong kết quả hồi quy, đặc biệt đối với dữ liệu bảng ngắn theo
nghiên cứu của Cameron Colin (2007) khi sử dụng mơ hình hồi quy OLS tổng thể, mơ hình tác động ngẫu nhiên REM và mơ hình tác động cố định FEM. Các mơ hình hồi quy nêu trên giải quyết sai lệch dựa vào ước lượng biến công cụ, tuy nhiên việc lựa chọn biến cơng cụ thường khó tìm kiếm được biến phù hợp nên giá trị ước lượng có thể bị chệch. Vì vậy tác giả lựa chọn mơ hình GMM theo nghiên cứu của Arellano và Bond (1991) đề xuất để xử lý kết quả hồi quy, mơ hình GMM cũng tương đồng với mơ hình sử dụng để nghiên cứu giả thiết theo nghiên cứu được tham
khảo trong đề tài của Jose Maria Diez-Esteban, Conrado Diego Garcia-Gomez, Felix Javier Lopez-Iturriaga và Marcos Santamaria-Mariscal (2017).
Mơ hình GMM dễ dàng chọn biến công cụ vì sử dụng các biến ngoại sinh trong khoảng thời gian khác nhau hoặc sử dụng độ trễ để thay thế biến công cụ tại thời
điểm hiện tại, mơ hình GMM tương thích với số liệu thống kê hạn chế về thời gian nhưng đạt được tiêu chuẩn về số quan sát. Để kiểm tra tính hiệu lực của mơ hình
GMM, tác giả đề xuất kiểm định Hansen và kiểm định Arellano-Bond kiểm tra sự
tương quan. Thêm vào đó tác giả sử dụng nghiên cứu bởi Roodman (2009) với câu
lệch xtabond2 sử dụng trong stata để hồi quy mơ hình xem xét.
Với giả thiết H0: Biến độc lập không tác động đến biến rủi ro (RISK), H1: Biến độc lập tác động đến biến rủi ro (RISK).
4.4.1. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM cho toàn bộ mẫu thu thập Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mơ hình GMM cho tồn bộ mẫu Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mơ hình GMM cho tồn bộ mẫu
Group variable: id Number of obs = 1984
Time value: year Number of groups = 248
Number of instruments: 23 Obs per group: Min = 8 Wald chi2(9) = 283.55 Avg = 8.00
Prob > chi2 = 0.000 Max = 8
RISK Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] RISK L1. 0.0979 0.0504 1.94 0.052 -0.0009 0.1967 RETURN -0.1593 0.0138 -11.53 0.000 -0.1864 -0.1322 RETURN2 0.9582 0.0930 10.30 0.000 0.7759 1.1405 INDIV 0.0011 0.0009 1.13 0.258 -0.0008 0.0029 INSTI -0.0026 0.0013 -1.99 0.047 -0.0052 -0.0001 LEV -0.0076 0.0026 -2.90 0.004 -0.0128 -0.0025 LNAT -0.0009 0.0004 -2.21 0.0027 -0.0017 -0.0001 GROWTH 0.0004 0.0005 0.88 0.376 -0.0005 0.0015 CRISIS -0.0012 0.0007 -1.73 0.0083 -0.0027 0.0002 _CONS 0.0345 0.0069 5.01 0.0000 0.0210 0.0479
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.
Bảng 4.5 thể hiện mối quan hệ giữa biến số suất sinh lợi (RETURN) và rủi ro của doanh nghiệp (RISK) là nghịch biến và có ý nghĩa thống kê tại giá trị pvalue =
0.000 < alpha. Tương tự quan hệ biến số giữa suất sinh lợi bình phương
(RETURN2) đồng biến và cũng có ý nghĩa thống kê tại mức giá trị pvalue = 0.000,
nghiên cứu này nghĩa là rủi ro và suất sinh lợi có mối quan hệ bậc 2 hình chữ U,
điều này kiểm định Giả thiết 1: Có một mối quan hệ hình chữ U giữa rủi ro và
kết quả của doanh nghiệp được đặt vấn đề trong đầu đề tài nghiên cứu. Điểm đảo
chiều của đường cong chữ U tại điểm đạo hàm bậc 1 của rủi ro (RISK) theo biến số suất sinh lợi bằng 0 tại mức giá trị 8,31%. Điểm đảo chiều này là mục đích có hiệu lực của suất sinh lợi tại sự chuyển đổi của cơng ty để có được một chiến lược tìm kiếm rủi ro hay né tránh rủi ro. Dưới điểm đảo chiều này, doanh nghiệp có xu
hướng chấp nhận rủi ro để đạt được mục tiêu của suất sinh lợi, trong trường hợp này
mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro là nghịch biến, trong khi đó doanh nghiệp sẽ e ngại rủi ro khi suất sinh lợi vượt qua điểm đảo chiều, doanh nghiệp yêu cầu một suất sinh lợi cao hơn để đánh đổi một đơn vị rủi ro tăng thêm, trong trường hợp này mối quan hệ giữa suất sinh lợi và và rủi ro có mối quan hệ đồng biến.
Theo quan điểm lý thuyết truyền thống về sự đánh đổi rủi ro và suất sinh lợi là đồng
biến, mơ hình CAPM tính toán dựa trên giá trị phần bù rủi ro thị trường của suất
sinh lợi tăng thêm, vì thế mơ hình CAPM thể hiện mối quan hệ tuyến tính, và tập
trung vào đo lường rủi ro ngành, rủi ro danh mục mà chưa xem xét đến giá trị nội
tại của doanh nghiệp, cũng như áp lực thực thi kế hoạch sản xuất kinh doanh mục
tiêu đứng trên tâm lý học để đưa ra quyết định đánh đổi rủi ro và suất sinh lợi. Mặc
dù có nhiều tranh luận và nghiên cứu về tính ổn định của hệ số beta cũng như những kiểm định thực nghiệm trong các nghiên cứu quốc tế và tại Việt Nam, mơ hình
CAPM đóng vai trò lý thuyết nền tảng để phát triển nghiên cứu các mơ hình tài
chính kết hợp với tâm lý học.
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tương quan âm giữa biến số sở hữu của
nhà đầu tư tổ chức với rủi ro tại mức giá trị pvalue = 0.047 có ý nghĩa thống kê, kết
quả này tương đồng với kỳ vọng về dấu của biến số kết quả của tác giả được nêu tại
(1985), các doanh nghiệp có cơ hội tiếp cận nguồn tài trợ cao và kiểm soát của tổ chức, doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, bên cạnh đó dưới áp lực tác động của kiệt quệ tài chính, doanh nghiệp thực hiện nhiều chính sách phịng ngừa rủi ro hơn so với bình thường. Cũng theo nghiên cứu của Smith và Stulz (1985), nhà đầu tư tổ chức thường có trách nhiệm đa dạng hóa vị thế tài sản, kết hợp với việc nắm giữ cổ phần của họ, điều này khuyến khích quản trị rủi ro cho doanh nghiệp và tài sản của mình. Trong mơ tả phân tích, doanh nghiệp với nhà đầu tư tổ chức như cổ đơng có quyền chi phối, nhà đầu tư tổ chức chấp nhận rủi ro thấp và có hiệu suất hoạt động tốt hơn các doanh nghiệp trung bình. Sự giải thích này đề nghị một tác động ngắn hạn của sự lựa chọn của bản thân. Vì thế nhà đầu tư tổ chức lựa chọn doanh nghiệp
đang trong quy trình kiểm sốt cơ bản tác động suất sinh lợi và rủi ro. Kết quả này
tùy thuộc vào sự không nhất quán của nhà đầu tư tổ chức. Một vài nghiên cứu cho rằng nhà đầu tư tổ chức khó trở thành một nhóm thống nhất theo nghiên cứu của Almazan và cộng sự (2005); nghiên cứu của Cornett và cộng sự (2007). Các ngân hàng và các quỹ trợ cấp có thể hành động bảo thủ hơn các quỹ đầu tư. Bởi vì các
ngân hàng thường giữ mối quan hệ kinh doanh với các doanh nghiệp do chính ngân
hàng sở hữu và có một phần lãi suất bù lại số tiền ngân hàng đã giải ngân cho vay. Vì vậy ngân hàng phải từ chối nhận nhiều rủi ro theo nghiên cứu của Nguyen (2011). Tương tự, các quỹ trợ cấp ưu tiên rủi ro thấp hơn là hiệu suất hoạt động cao. Mặc dù các nghiên cứu là cần thiết, các kết quả rõ ràng và rộng mở các câu hỏi của
nhà đầu tư tổ chức như định nghĩa hiểu được nhiều thái độ được duy trì trước và sau
mục tiêu của doanh nghiệp được kiểm soát bởi một nhà đầu tư tổ chức
Biến số địn bẩy tài chính trong kết quả nghiên cứu trái ngược với kỳ vọng về dấu của tác giả, với hệ số tương quan âm và có ý nghĩa thống kê, phản ánh tác động của
địn bẩy tài chính đến rủi ro, khi địn bẩy tăng cao rủi ro sẽ giảm. Kết quả này tương
phản với lý thuyết tài chính được nghiên cứu của Modigliani và Miller (1958). Kết quả này được giải thích theo nghiên cứu của Chava và Purnanandam (2010) về quản lý chấp nhận rủi ro.
Doanh nghiệp có địn bẩy tài chính cao đối mặt với rủi ro kiệt quệ tài chính, điều này thơi thúc các cổ đông chi phối cẩn trọng hơn và đưa ra các phương án phòng ngừa để giảm mức rủi ro theo kỳ vọng. Ngoài quy định về báo cáo tài chính phải
được kiểm tốn, các cổ đông lớn vận hành bộ máy quản lý thơng qua kiểm tốn nội
bộ và ban kiểm sốt điều hành tại các doanh nghiệp. Thông tin phản ánh tình hình tài chính của doanh nghiệp được thường xuyên hơn và có biện pháp phòng ngừa cao.
Theo các nghiên cứu lý thuyết của Nance và cộng sự (1993), Haushater (2000) và Getzy (1997) cho rằng các doanh nghiệp lớn luôn ưa thích phịng ngừa rủi ro tài chính vì các cổ đơng lớn luôn chi phối đến hoạt động quản trị rủi ro của Ban điều hành. Doanh nghiệp lớn thông thường duy trì chính sách về thù lao hoặc chính sách cổ phần ưu đãi đối với Ban điều hành để giảm thiểu chi phí đại diện cho chính Ban
điều hành. Từ đó loại bỏ yếu tố quyết định của Ban điều hành vì mục đích cá nhân,
làm ảnh hưởng đển lợi ích của doanh nghiệp và cổ đơng.
Quy mô của doanh nghiệp cũng là biến số ảnh hưởng đến rủi ro của doanh nghiệp với có giá trị pvalue = 0.027 và có ý nghĩa thống kê. Kết quả tương đồng với kỳ vọng về dấu của biến số của tác giả. Kết quả giải thích mối quan hệ tương quan âm giữa quy mô doanh nghiệp và rủi ro, điều này phản ánh quy mô doanh nghiệp càng lớn, khả năng kiểm soát rủi ro của ban điều hành càng lớn, thành quả đạt được là
kiểm soát rủi ro, đem lại mức rủi thấp.
Trên cơ sở trình bày nội dung về phương pháp GMM, mơ hình hồi quy GMM khắc
phục hầu hết các hiện tượng của kinh tế lượng: tự tương quan, phương sai sai số thay đổi và hiện tượng nội sinh. Trước khi tiến hành tổng quát số liệu hồi quy thống
kê, tác giả tiến hành sử dụng kiểm định tính phù hợp của mơ hình thơng qua kiểm
định tương quan bậc 1 được đề xuất bởi được đề xuất bởi Arellano - Bond (1991) và
Roodman (2009) với giả thiết H0: Phần dư mơ hình GMM khơng xảy ra tương quan bậc 1; và giả thiết H1: Phần dư mơ hình GMM xảy ra tương quan bậc 1. Với kỳ
vọng của Roodman (2009) là có xảy ra tự tương quan bậc 1. Kết quả của kiểm định
AR1 được thể hiện tại Bảng 4.6.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 1 H0: Phần dư mơ hình GMM H0: Phần dư mơ hình GMM
khơng xảy ra tương quan bậc 1
z = -6.48
Pr > z = 0.00
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm Stata 12.
Kết quả kiểm định cho giá trị pvalue = 0.0000 < alpha. Như vậy bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận giả thiết H1: Phần dư mơ hình GMM xảy ra tương quan bậc 1 Tác giả tiến hành kiểm định tính phù hợp của mơ hình thơng qua kiểm định tương quan bậc 2 với giả thiết H0: Phần dư mơ hình GMM khơng xảy ra hiện tượng tương quan bậc 2; và giả thiết H1: Phần dư mơ hình GMM có xảy ra hiện tượng tương quan bậc 2. Kỳ vọng của Roodman là khơng có xảy ra hiện tương tương quan bậc 2. Kết quả của kiểm định AR2 được thể hiện tại Bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 2 H0: Phần dư mơ hình GMM H0: Phần dư mơ hình GMM
không xảy ra tương quan bậc 2
z = -0.72
Pr > z = 0.474
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm Stata 12.
Kết quả kiểm định cho giá trị pvalue = 0.474 > alpha. Như vậy chấp nhận giả thiết
H0: Phần dư mơ hình GMM khơng xảy ra tương quan bậc 2.
Tác giả sử dụng kiểm định Hansen theo nghiên cứu của Arellano và Bond (1991) để
xác định tính phù hợp của mơ hình GMM theo tính chất phù hợp của biến cơng cụ được sử dụng. Với giả thiết H0: Biến công cụ sử dụng trong mơ hình GMM là phù
hợp; và giả thiết H1: Biến công cụ sử dụng trong mơ hình GMM là khơng phù hợp. Kết quả của kiểm định Hansen được thể hiện tại Bảng 4.8
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định biến công cụ
H0: Biến cơng cụ sử dụng trong mơ hình GMM là phù hợp
chi2(13) = 0.000
Prob > chi2 = 0.164
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính
tốn của tác giả từ phần mềm Stata 12.
Theo kết quả kiểm định Hansen cho giả thiết, giá trị pvalue = 0.164 > alpha. Như vậy chấp nhận giả thiết H0: Biến công cụ sử dụng trong mơ hình GMM là phù
hợp.
Bảng 4.9: Kết quả tổng hồi hồi quy theo mơ hình GMM
GMM L.RISK 0.098* (0.050) RETURN -0.159*** (0.014) RETURN2 0.958*** (0.093) INDIV 0.001 (0.001) INSTI -0.003** (0.001) LEV -0.008*** (0.003) LNAT -0.001** (0.000) GROWTH 0.000 (0.000) CRISIS -0.001*
(0.000)
_CONS
0.034***
0.007
N 1984
Standard errors in parentheses * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01
Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính tốn của tác giả từ phần mềm Stata 12.
4.4.2. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM phân nhóm theo bản chất sở hữu của cổ đông lớn. sở hữu của cổ đông lớn.
Với hơn 18 năm hoạt động, thị trường chứng khoán Việt Nam được biết đến như là một thị trường trẻ, quy mơ hoạt động cịn khiêm tốn, tuy nhiên TTCK Việt Nam có tốc độ phát triển nhanh nhất về quy mô và thanh khoản trong khu vực. Thêm vào
đó, làn sóng thối vốn và cổ phần hóa của các doanh nghiệp nhà nước làm thúc đẩy
thị trường chứng khoán phát triển mạnh mẽ, là một kênh đầu tư hấp dẫn đối các nhà
đầu tư tổ chức, nhà đầu tư cá nhân. Các doanh nghiệp gia đình cũng dần phát triển và đón nhận dịng vốn đầu tư nhằm tăng quy mơ doanh nghiệp từ các tổ chức đầu tư, tỷ lệ sở hữu và quyền kiểm soát thay đổi và chuyển dịch một phần lớn từ cá nhân
sở hữu ban đầu sang nhà đầu tư tổ chức.
Thách thức lớn về kiểm soát, nhưng đánh đổi lại doanh nghiệp gia đình nhận được dịng vốn ln chuyển và quản trị điều hành từ các tổ chức đầu tư chuyên nghiệp, từ
đó năng lực quản trị và kiểm sốt rủi ro tăng lên. Tuy nhiên, cùng với sự phát triển
mạnh mẽ của hoạt động M&A, khơng ít các trường hợp các doanh nghiệp gia đình bị thâu tóm bởi nhà đầu tư tổ chức. Trong bối cảnh cạnh tranh này, các doanh nghiệp ln duy trì tỷ lệ sở hữu hợp lý, nắm giữ quyền chi phối về các quyết định
khác nhau giữa hai nhóm sở hữu là nhà đầu tư cá nhân và nhà đầu tư tổ chức, tác