CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
4.2. Kết quả phân tích ảnh hưởng của cơ cấu sở hữu đến hành vi quản trị lợ
4.2.1. Thống kê mô tả các biến
Dữ liệu sẽ được trình bày dưới dạng bảng thống kê mô tả thể hiện trong bảng 4.3 cho các biến định lượng và bảng 4.4 cho các biến định tính, biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ được mô tả các nội dung bao gồm: tên biến, ý nghĩa biến, số mẫu quan sát, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, trung bình cộng, độ lệch chuẩn.
Bảng 4.3. Bảng thống kê mơ tả các biến định lượng trong mơ hình (*)
Tên biến Số quan sát Trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất DA 543 0.1033641 0.1675055 0.000107 2.307364 CO 543 0.5158118 0.1938025 0 0.9411 IO 543 0.1536657 0.1792292 0 0.8459 MO 543 0.1301598 0.1585137 0 0.8866 SO 543 0.2478297 0.2566818 0 0.7956 FO 543 0.1425334 0.1651517 0 0.5091 SIZE 543 6.02255 0.5374043 3.240855 7.438988 LEV 543 0.4741788 0.201366 0.0029428 0.8942809 ROA 543 0.0734986 0.1564937 -0.5235696 2.455729
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 14.0)
Kết quả trình bày ở bảng 4.3 cho thấy, tổng số quan sát là 543 ứng với mẫu nghiên cứu gồm 112 công ty trong giai đoạn 2011 – 2015. Mức độ QTLN của các công ty trong mẫu nghiên cứu cao nhất là 2.3073 và nhỏ nhất là 0.0001, giá trị trung bình đạt 0.1034 với độ lệch chuẩn là 0.1675 lớn hơn giá trị trung bình. Điều này cho thấy mức độ QTLN giữa các cơng ty có sự chênh lệch tương đối lớn.
Về các biến độc lập, từ bảng 4.3 ta thấy, mức độ tập trung quyền sở hữu (CO) thể hiện tỷ lệ sở hữu của các cổ đông sở hữu 5% CP trở lên có giá trị lớn nhất là 94.11%, nhỏ nhất là 0% và có giá trị trung bình là 51.58%, độ lệch chuẩn 19.38% cho thấy có sự khác biệt vừa phải giữa mức độ tập trung quyền sở hữu của các công ty trong mẫu nghiên cứu. Đối với tỷ lệ CP nắm giữ bởi các nhà đầu tư là tổ chức (IO), giá trị nhỏ nhất là 0% và cao nhất là 84.59%, trong khi giá trị trung bình của nó là 15.37%. Tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý (MO) là số lượng CP mà HĐQT, BGĐ và Ban kiểm soát đang sở hữu, nhưng theo kết quả trên thì có những cơng ty các nhà quản lý không nắm giữ số lượng CP nào, tỷ lệ sở hữu nhà quản lý trung bình là 13.02%, có giá trị nhỏ nhất là 0% và cao nhất là 88.66%. Trong khi đó, tỷ lệ sở hữu của nhà nước (SO) dao động trong khoản từ 0% đến 79.56%, giá trị trung bình là 24.78% với độ lệch chuẩn 25.67%. Tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi (FO) trung bình là 14.25% với tỷ lệ thấp nhất là 0% và cao nhất là 50.91% cao hơn so với tỷ lệ quy định hiện hành (tối đa là 49%) và độ lệch chuẩn là 16.51% cho thấy có sự chênh lệch lớn về vốn nước ngồi ở các cơng ty, có cơng ty có đầu tư nước ngồi cao cũng có cơng ty khơng có vốn đầu tư nước ngồi.
Bảng 4.4. Bảng thống kê mô tả các biến định tính trong mơ hình (*)
(Nguồn: tác giả phân tích bằng phần mềm Stata 14.0)
Về các biến kiểm sốt, địn bẩy tài chính (LEV) là tỷ lệ nợ/tổng tài sản bình quân là 47.42%, cho thấy mức độ sử dụng địn bẩy tài chính là tương đối cao, cá biệt có cơng ty có tỷ lệ nợ lên đến 89.43%. ROA của các cơng ty trong mẫu có giá trị trung bình là 7.35% và độ lệch chuẩn là 15.65% lớn hơn giá trị trung bình cho thấy ROA của các cơng ty có sự khác biệt lớn, có cơng ty có ROA cao nhưng cũng có cơng ty có ROA rất thấp, thậm chí là lỗ. Đối với biến chất lượng kiểm toán đại diện bởi quy mơ cơng ty kiểm tốn cơng ty, chỉ có 33.89% các cơng ty trong mẫu
được kiểm tốn bởi cơng ty kiểm tốn thuộc Big 4 và trong khi có 66.11% cơng ty được kiểm tốn bởi các cơng ty kiểm tốn khác.
4.2.2. Phân tích tƣơng quan
Bảng 4.5. Bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình (*)
*, ** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Giá trị P-value được đặt trong dấu ngoặc đơn
Kết quả phân tích tương quan các biến trong mơ hình nghiên cứu (mơ hình (*) trang 46) được trình bày trong bảng 4.5. Kết quả phân tích này là cơ sở cho phân tích hồi quy, đồng thời giúp phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình.
Qua bảng ma trận hệ số tương gian giữa các biến được trình bày trong bảng 4.5, kết quả cho thấy :
- Mức độ tập trung quyền sở hữu, quyền sở hữu của tổ chức và tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) có quan hệ cùng chiều với mức độ QTLN. Trong khi đó, các biến cịn lại gồm quyền sở hữu của nhà quản lý, quyền sở hữu của nhà nước, quyền sở hữu của nước ngoài, quy mơ cơng ty và chất lượng kiểm tốn có quan hệ ngược chiều với mức độ QTLN. Tuy nhiên, chỉ có các biến quyền sở hữu của tổ chức, quyền sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi, quy mơ cơng ty, ROA và quy mơ cơng ty kiểm tốn là có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% và 5%.
- Hệ số tương quan giữa các biến độc lập tương đối thấp ngoại trừ, hệ số tương quan giữa biến quyền sở hữu của nhà quản lý và biến quyền sở hữu của nhà nước là -0.5830. Tuy nhiên, tất cả các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê đều nhỏ hơn 0.8 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Đồng thời, hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến trong mơ hình đều nhỏ hơn 10 chứng tỏ mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.3. Phân tích hồi quy
4.2.3.1. Lựa chọn mơ hình phù hợp
Tương tự như trên, tác giả cũng tiến hành phân tích hồi quy mơ hình nghiên cứu tác động của cơ cấu sở hữu đến hành vi QTLN - mơ hình (*) lần lượt theo 3 mơ hình Pooled OLS, mơ hình FEM và mơ hình REM. Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.6 (chi tiết trình bày trong phụ lục 07, 08 và 09).
Bảng 4.6. Kết quả hồi quy mơ hình (*) theo Pooled OLS, FEM và REM
Biến phụ thuộc (DA)
Pooled OLS FEM REM CO 0.0343 (0.396) 0.0282 (0.673) 0.0273 (0.542) IO -0.00287 (0.944) 0.0549 (0.363) 0.00594 (0.894) MO -0.0936*** (0.067) -0.214** (0.015) -0.112** (0.048) SO -0.127* (0.003) -0.0249 (0.800) -0.127* (0.007) FO -0.179* (0.000) 0.0611 (0.518) -0.158* (0.000) SIZE -0.00629 (0.529) 0.0979*** (0.056) -0.00484 (0.704) LEV 0.115* (0.000) 0.0683 (0.288) 0.121* (0.000) ROA 0.830* (0.000) 0.878* (0.000) 0.845* (0.000) AUD -0.0277** (0.016) -0.00546 (0.804) -0.0246*** (0.067) _cons 0.0872 (0.123) -0.579*** (0.053) 0.0749 (0.300) Số quan sát (N) 543 543 543 R-squared 57.04% 57.77% 55.83% F(Wald-Chi2) 80.96* (0.0000) 64.13* (0.0000) 700.90* (0.0000) *, ** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Giá trị P-value được đặt trong dấu ngoặc đơn
Để lựa chọn mơ hình phù hợp giữa mơ hình Pooled OLS, FEM và REM, tác giả tiến hành các kiểm định F-test, kiểm định Hausman hoặc kiểm định LM (chi tiết thể hiện trong phụ lục 10). Kết quả của các kiểm định thể hiện trong bảng 4.7.
Bảng 4.7. Bảng tổng hợp các kiểm định lựa chọn giữa 3 mơ hình Pooled OLS, FEM và REM của mơ hình (*)
Kiểm định Pooled OLS và FEM
FEM và REM Pooled OLS và REM
F-test F(111, 422) = 2.15 Prob > F = 0.0000 Hausman test Chi2(9) = 25.07 Prob>chi2 = 0.0029
LM test Không cần thực hiện
Kết luận Chọn FEM Chọn FEM
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 14.0)
Như vậy, sau khi tiến hành các kiểm định để lựa chọn mơ hình phù hợp, kết quả cho thấy mơ hình FEM thể hiện sự phù hợp hơn so với mơ hình Pooled OLS và REM. Vì vậy, tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan cho mơ hình FEM.
Để phát hiện có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình (*) hay khơng, tác giả kiểm định Wald bằng cách dùng lệnh xttest3 cho mơ hình FEM trong phần mềm Stata 14.0. Kết quả bên dưới cho thấy Chi2 (112) = 33090.87 và Prob>chi2 = 0.0000, tức là P-value = 0.000 < 0.05 (mức ý nghĩa 5%) nên mơ hình này xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Tiếp theo, để phát hiện hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge bằng lệnh xtserial trong Stata 14.0 với giả thuyết H0: Khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1. Kết quả cho thấy, P-value = 0.5541 > 0.05, do đó khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình.
(Nguồn : Tác giả phân tích bằng phần mềm Stata 14.0)
Bằng việc sử dụng các kiểm định để lựa chọn mơ hình phù hợp, kết quả cho thấy với mẫu dữ liệu nghiên cứu thu thập được, mơ hình tác động cố định FEM phù hơn mơ hình Pooled OLS và REM để xem xét ảnh hưởng của cơ cấu sở hữu đến hành vi QTLN. Tuy nhiên mơ hình này xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, do đó tác giả sử dụng mơ hình bình phương tối thiểu tổng quát (GLS-Generallized Least Squares) với tùy chọn khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi để khắc phục, từ đó đưa ra mơ hình hồi quy.
4.2.3.2. Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Kết quả hồi quy theo mơ hình bình phương tối thiểu tổng quát (GLS- Generallized Least Squares) với tùy chọn khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi được trình bày trong bảng 4.8.
Dựa bảng kết quả hồi quy theo mơ hình GLS ở bảng 4.8 cho thấy có 3 trong 5 biến độc lập thuộc cơ cấu sở hữu tác động đến mức độ QTLN có ý nghĩa thống kê, đó là biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý, tỷ lệ sở hữu của nhà nước và tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài. Ngoài ra, trong 4 biến kiểm sốt được đưa vào mơ hình thì có 3 biến tác động đến mức độ QTLN có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, đó là biến địn bẩy tài chính, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản ROA và quy mô công ty kiểm tốn. Các biến cịn lại gồm mức độ tập trung quyền sở hữu, tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư tổ chức và quy mô cơng ty khơng có tác động đến mức độ QTLN.
Bảng 4.8. Bảng kết quả hồi quy theo mơ hình GLS cho mơ hình (*)
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14.0)
Biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý (MO) có hệ số hồi quy âm 3 = -0.0544 và kiểm định t-test có P-value = 0.045 cho thấy quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý và mức độ QTLN với mức ý nghĩa 5%. Khi phần vốn sở hữu của nhà quản lý bao gồm HĐQT, BGD và Ban kiểm sốt tăng lên 1 đơn vị có xu hướng khiến mức độ QTLN giảm 0.0544 đơn vị.
Biến tỷ lệ sở hữu của nhà nước (SO) có hệ số hồi quy 4 = -0.0892 và kiểm định t-test có P-value = 0.000 cho thấy biến tỷ lệ sở hữu của nhà nước có tương quan ngược chiều với mức độ QTLN với mức ý nghĩa 1%. Khi tỷ lệ sở hữu của nhà nước tăng lên 1 đơn vị làm cho mức độ QTLN giảm 0.0892 đơn vị.
Biến tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi (FO) có hệ số hồi quy 5 = -0.145 và P-value = 0.000 cho thấy biến tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài tác động
ngược chiều đến mức độ QTLN với mức ý nghĩa 1%, tức là việc tăng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi sẽ có tác động hạn chế mức độ QTLN. Đây cũng là biến độc lập tác động mạnh nhất đến hành vi QTLN.
Đối với các biến kiểm sốt, chỉ có biến quy mơ cơng ty kiểm tốn (AUD) có tác động ngược chiều làm hạn chế mức độ QTLN, còn 2 biến địn bẩy tài chính (LEV) và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) lại có tác động cùng chiều đến mức độ QTLN. Và cả ba biến này đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%.
Từ nội dung phân tích trên, có thể khái qt hóa tác động của các yếu tố thuộc cơ cấu sở hữu đến hành vi QTLN tại các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khốn TP.HCM thơng qua phương trình hồi quy tuyến tính bội sau:
0.0960327 0.054447* 0.0891854*SO 0.1345381*FO
0.0825617*LEV 0.6896614*ROA 0.0243938*AUD
DA MO
(**)
Như vậy, từ kết quả hồi quy bội cho thấy có 3 biến thuộc cơ cấu sở hữu có ảnh hưởng đến hành vi QTLN và cả ba biến gồm tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý, tỷ lệ sở hữu của nhà nước và tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngồi đều có tác động ngược chiều đến hành vi QTLN. Ngồi ra, cịn có 3 biến kiểm sốt liên quan đến đặc điểm công ty cũng tác động đến hành vi QTLN, trong đó biến địn bẩy tài chính và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản có quan hệ cùng chiều với hành vi QTLN và biến quy mơ cơng ty có tác động ngược chiều. Các biến cịn lại khơng có tác động đến hành vi QTLN.
4.3. Bàn luận
Từ kết quả phân tích thực nghiệm theo mơ hình hồi quy đa biến để phân tích tác động của cơ cấu sở hữu đến hành vi QTLN tại các công ty niêm yết trên sàng giao dịch chứng khoán TP.HCM ta thấy:
Đối với biến mức độ tập trung quyền sở hữu, các cơng trình nghiên cứu trước đây tình thấy các kết quả khác nhau, kết quả của Kim & Yoon (2008) và Klai & Omri (2011) có tác động thuận chiều với mức độ QTLN trong khi, kết quả của Roodposhti và Chashmi (2010) Alves Sandra (2012) có tác động ngược chiều. Tuy nhiên, kết quả trong nghiên cứu này lại khơng tìm ra bằng chứng cho thấy mối liên
hệ giữa mức độ tập trung quyền sở hữu và hành vi QTLN. Như vậy giả thuyết H1 bị bác bỏ, tức là tại các công ty niêm yết ở Việt Nam, cơng ty có mức độ sở hữu tập trung cao hay thấp không ảnh hưởng đến hành vi QTLN. Thực tế tại Việt Nam, theo Bà Nguyễn Thị Phương Chi, Giám đốc tư vấn FPTS tại Việt Nam, trong quá trình xây dựng và hoàn thiện dịch vụ tư vấn quản lý cổ đông trực tuyến, công ty CP Chứng khoán FPT (FPTS) nhận thấy, phần lớn các công ty CP niêm yết ở Việt Nam chủ yếu hình thành từ doanh nghiệp nhà nước, hầu hết các doanh nghiệp lớn đều do Nhà nước kiểm soát và nắm giữ, cịn tại cơng ty CP tư nhân thì số lượng CP cũng tập trung ở các cổ đơng lớn. Trong khi đó, ít có sự phân chia giữa quyền sở hữu và quyền kiểm soát, phần lớn các cổ đông kiểm sốt cũng đóng vai trị tổng giám đốc/giám đốc của cơng ty và là thành viên HĐQT. Điều này dẫn đến việc cổ đông lớn can thiệp vào hoạt động quản lý của cơng ty, và có thể khuyến khích các nhà quản lý tham gia vào QTLN nhằm tối đa hóa lợi ích riêng của họ. Đồng thời, nghiên cứu cũng khơng tìm thấy mối liên hệ giữa tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư tổ chức với hành vi QTLN. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Roodposthi & Chashmi (2011) nhưng trái ngược với các kết quả nghiên cứu của Park & Shin (2004), Klai & Omri (2011) và Aygun và cộng sự (2014). Kết quả này cũng trái ngược với giả thuyết đưa ra ban đầu rằng các nhà đầu tư tổ chức có cơ hội, nguồn lực và khả năng để giám sát các nhà quản lý hiệu quả hơn so với các nhà đầu tư cá nhân, điều này sẽ làm giảm khả năng các nhà quản lý thao tác thu nhập của công ty. Vì vậy, giả thuyết H2 cũng bị bác bỏ.
Biến tỷ lệ sở hữu của nhà quản lý có tác động ngược chiều đến hành vi QTLN. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Warfield và cộng sự (1995), Ali và cộng sự (2008) và Alves Sandra (2012) hay nghiên cứu của Giáp Thị Liên (2014). Điều này phù hợp với lý thuyết ủy nhiệm, nghiên cứu đã hỗ trợ cho quan điểm cho rằng để giảm bớt sự xung đột lợi ích giữa nhà quản lý và các cổ đơng thì nên gắn kết lợi ích của nhà quản lý với lợi ích chung của cơng ty. Như vậy, ta chấp nhận giả thuyết H3.
Biến tỷ lệ sở hữu của nhà nước có quan hệ ngược chiều với mức độ QTLN. Kết quả này cho thấy các cơng ty có tỷ lệ sở hữu của nhà nước cao thì QTLN ít hơn,