CHƢƠNG 3 : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.3. Phƣơng pháp nghiên cứu
Để có thể xác định tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản của cổ phiếu, tác giả bắt đầu xem xét thực hiện hồi quy với dữ liệu bảng với các hồi quy: hồi quy bình phương nhỏ nhất gộp (Pooled OLS), hồi quy tác động cố định (Fixed Effects), hồi quy ở giữa (Between Regression), hồi quy tác động ngẫu nhiên (Random Effects), hồi quy bình phương nhỏ nhất 2 giai đoạn (2SLS), GMM sai phân (Difference GMM) và GMM hệ thống (System GMM). Như được trình bày ở trên, trong luận văn này, tác giả sẽ sử dụng phần mềm Microsoft Excel 2010 để xử lý dữ liệu và phần mềm Stata 12 để thực hiện các hồi quy. Tác giả thực hiện hồi quy lần lượt với các phương
AMIHUDi,t = CGIi,t + k i,t + i + t + i,t (1) TURNi,t = CGIi,t + k i,t + i + t + i,t (2) LRi,t = CGIi,t + k i,t + i + t + i,t (3)
Trong đó, : chỉ số quản trị doanh nghiệp, biến giải thích chính;
AMIHUDi,t, TURNi,t, LRi,t: thước đo tính thanh khoản của cổ phiếu, biến phụ thuộc trong 3 phương trình hồi quy.
Chỉ số i và t biểu thị công ty i vào cuối năm t.
là một k-vector của các biến kiểm soát (k = 1, 2, 3,…k).
Kiểm định tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi
Để xem xét mơ hình hồi quy có bị vi phạm các giả định hồi quy hay không, tác giả thực hiện một số kiểm định như kiểm định Wooldridge để phát hiện tự tương quan, và kiểm định Wald để phát hiện phương sai thay đổi có xuất hiện trong mơ hình hồi quy hay khơng. Nếu có sự hiện diện của các vi phạm giả định này thì tác giả sẽ khắc phục để đưa ra một kết quả ước lượng vững chắc với các vi phạm đó bằng việc sử dụng các sai số chuẩn được điều chỉnh với tùy chọn nhóm lại bởi các công ty (cluster by firm).
Hồi quy Pooled OLS, Fixed Effects, Between Regression, Random Effects
Trong các nghiên cứu trước đây, thông thường sử dụng các phương pháp sau. Một là phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất gộp (Pooled OLS) kiểm soát các tác động ngành và năm. Thứ hai là hồi quy bảng kiểm soát tác động cố định, bao gồm tác động cố định theo công ty, , giúp kiểm sốt các biến khơng thay đổi theo thời gian, và tác động cố định theo năm, , giúp kiểm soát các thay đổi hàng năm.
Trong hồi quy theo dữ liệu bảng, thông thường sẽ thực hiện hồi quy tác động ngẫu nhiên (Random Effects) cùng với hồi quy tác động cố định (Fixed Effects), sau đó
so sánh giữa chúng để lựa chọn mơ hình phù hợp hơn. Mơ hình hồi quy Random Effects có một nhược điểm lớn phát sinh từ thực tế đó là nó chỉ cho ra kết quả hồi quy đáng tin cậy khi sai số của mơ hình hồi quy khơng có tương quan với tất cả các biến giải thích. Tác giả thực hiện ước lượng và kiểm định Hausman cho hồi quy Fixed Effects và Random Effects. Kiểm định này thường được sử dụng để xem xét giả định trên có bị vi phạm hay khơng. Vì nếu các giả định này bị vi phạm thì các hệ số hồi quy được ước lượng bằng Random Effects sẽ bị chệch và không nhất quán.
Hồi quy 2SLS
Để kiểm soát các nguồn nội sinh tiềm tàng khi nghiên cứu mối quan hệ này như được chỉ ra trong các nghiên cứu trước đó, đầu tiên, tác giả sử dụng hồi quy 2SLS. Khi thực hiện hồi quy này phải xác định được biến cơng cụ, mà có tương quan cao với chỉ số quản trị doanh nghiệp nhưng khơng có quan hệ với thước đo tính thanh khoản của cổ phiếu. Đó là một thách thức để xác định biến ngoại sinh thực sự để được dùng làm biến công cụ. Chính vì vậy, tác giả sử dụng biến công cụ được đề cập đến dựa theo nghiên cứu của Prommin và cộng sự (2014). Trong bất kỳ trường hợp nào, tác giả khai thác thực tế là mức độ nhận thức quản trị doanh nghiệp tại Việt Nam gia tăng theo thời gian, đặc biệt là khoảng năm 2008 khi bắt đầu xảy ra khủng hoảng tài chính tại Mỹ. Sự sụp đổ của thị trường nhà đất do các tổ chức tài chính tại Mỹ chấp nhận rủi ro quá mức làm nổi bật lên tầm quan trọng của việc quản trị doanh nghiệp. Điều này theo tác giả là đều phù hợp với các quốc gia khác nhau. Việc quản trị hiệu quả lẽ ra đã ngăn chặn hay ít nhất làm dịu đi mức độ của hành vi chấp nhận rủi ro trong thị trường cầm cố dưới chuẩn. Tác giả giả định rằng chất lượng quản trị doanh nghiệp trong giai đoạn 2008- 2013 thì cao hơn một cách đáng kể so với trong năm 2007. Tác giả tạo ra biến giả mà bằng 1 cho giai đoạn 2008-2013 và bằng 0 cho năm 2007. Sau đó, tác giả sử dụng biến giả này làm biến công cụ. Việc thực hiện hồi quy theo 2 giai đoạn như sau: giai đoạn thứ nhất, tác giả hồi quy chỉ số quản trị doanh nghiệp trên biến giả vừa được tạo nên
(Recent1) cũng như các biến kiểm soát. Trong giai đoạn hai, tác giả hồi quy các thước đo thanh khoản trên chỉ số quản trị doanh nghiệp trong giai đoạn thứ nhất và các biến kiểm sốt. Bên cạnh đó, tác giả thay biến giả trên bằng một biến giả khác (Recent2) mà bằng 1 cho giai đoạn 2012-2013 và bằng 0 cho giai đoạn 2007-2011, và sử dụng nó làm biến cơng cụ. Việc lựa chọn như vậy là vì tác giả lựa chọn năm mốc là năm 2012 mà ban hành Thông Tư 121 về quản trị doanh nghiệp. Sau đó, tác giả cũng thực hiện hồi quy lại như được đề cập ở trên.
Xa hơn nữa, để xem xét các kết quả từ hồi quy 2SLS có vững chắc hay không, tác giả sử dụng thêm biến công cụ khác. Tác giả dựa theo phương pháp được sử dụng bởi
Becker và Milbourn (2011). Cụ thể, tác giả sử dụng biến chỉ số quản trị doanh nghiệp
“dự đoán”. Để xây dựng biến này, tác giả bắt đầu với chỉ số quản trị doanh nghiệp của mỗi công ty trong năm đầu tiên của mẫu (năm 2007) và thực hiện dự đốn tuyến tính với chỉ số quản trị doanh nghiệp bình quân trong năm cuối cùng của mẫu (năm 2013). Một cách đơn giản hóa hơn, tác giả đã sử dụng ln cơng thức tính tốn chỉ số quản trị doanh nghiệp dự đoán như được thể hiện trong nghiên cứu của Prommin và cộng sự
(2014).
̂ = +
t
Sự hiểu biết bằng trực giác đằng sau cơng cụ này đó là sự cải cách quản trị nhanh hơn được dự đốn trong các cơng ty mà bắt đầu với sự quản trị yếu hơn. Bởi vì chỉ số quản trị doanh nghiệp dự đoán được tạo lập dựa trên thông tin trong năm đầu tiên của mẫu quan sát, cho nên nó khơng thể phản ánh các sự kiện sau đó trong mẫu. Do đó, ít có khả năng xảy ra các vấn đề nội sinh hơn. Trong giai đoạn thứ nhất, tác giả hồi quy chỉ số quản trị doanh nghiệp lên chỉ số quản trị doanh nghiệp dự đoán. Trong giai đoạn hai, tác giả hồi quy các thước đo thanh khoản trên chỉ số quản trị doanh nghiệp trong giai đoạn thứ nhất và các biến kiểm soát.
Hồi quy Difference GMM và System GMM
Tuy nhiên, một khó khăn khi sử dụng các biến cơng cụ Recent1 và Recent2 đó là trong giai đoạn quan sát tác giả khơng chắc chắn rằng có một số sự kiện nào khác có tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu, điển hình như một loạt các hoạt động thực hiện tái cấu trúc thị trường chứng khoán Việt Nam như việc thành lập các loại hình quỹ đầu tư khác nhau hay thu hút thêm các nhà đầu tư nước ngồi… có thể làm gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu. Bên cạnh đó, thật sự khó khăn để tác giả tìm kiếm được các biến công cụ thực sự ngoại sinh mà thơng thường phải tận dụng các biến sẵn có trong nghiên cứu. Chính vì vậy, để giải quyết triệt để vấn đề nội sinh và tận dụng các biến sẵn có trong bài, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng Difference GMM và System GMM. Dữ liệu bảng ở đây có chiều thời gian tương đối ngắn và chiều cơng ty lớn, vì vậy ước lượng diff-GMM và sys-GMM là phù hợp với một dạng bảng dữ liệu như vậy. Các ước lượng diff-GMM có khả năng hoạt động kém vì biến trễ của các biến ở dạng level có thể cung cấp các biến công cụ yếu cho phương trình sai phân. Ước lượng sys-GMM có thể được mô tả là một hệ thống gồm hai phương trình đồng thời bao gồm một cái ở dạng mức độ và cái còn lại ở dạng sai phân bậc một. Trong phương trình sai phân bậc một, biến trễ của các biến ở dạng mức độ được sử dụng làm biến cơng cụ. Trong khi đó, ở phương trình dạng mức độ, biến trễ của các biến ở dạng sai phân bậc một được sử dụng làm biến công cụ.
Tác giả giả định hai biến ngoại sinh nghiêm ngặt đó là tuổi của cơng ty và biến giả năm như các nghiên cứu khác trước đây, điển hình như nghiên cứu của Nguyen và
cộng sự (2014). Tất cả các biến độc lập khác được giả định là nội sinh và lấy 2 biến trễ
1 kỳ và 2 kỳ. Độ trễ của các biến nội sinh được sử dụng làm biến công cụ.
Bên cạnh đó, để xem xét tất cả các biến cơng cụ có đủ tốt hay khơng, tác giả sử dụng kiểm định Hansen test. Các biến công cụ là đủ tốt khi p value của giá trị kiểm định > 10%.
Kiểm định độ vững chắc
Để đảm bảo các kết quả kiểm định là vững chắc, tác giả đưa thêm vào biến mức độ tập trung sở hữu (OC) làm biến kiểm soát (như trong nghiên cứu của Prommin và cộng sự, 2012, 2014). Mức độ tập trung sở hữu có thể có quan hệ với tính thanh khoản.
Theo Claessens và cộng sự (2000), mức độ sở hữu trong các công ty tại các quốc gia Đơng Á nói chung và Việt Nam nói riêng thường đặc trưng bởi sở hữu hình tháp và nắm giữ chéo. Các cổ đơng nắm quyền kiểm sốt có thể che giấu các thơng tin bất lợi với các cổ đơng thiểu số. Vì vậy, cấu trúc sở hữu tác động đến môi trường thơng tin của cơng ty và nó cũng tác động đến tính thanh khoản. Trong nghiên cứu của Prommin
và cộng sự (2014), mức độ tập trung sở hữu được xác định bằng tỷ lệ nắm giữ của 5 cổ
đông lớn nhất. Tuy nhiên, tại Việt Nam, thông thường báo cáo thường niên công bố các cổ đông nắm giữ từ 5% trở lên hơn là tỷ lệ nắm giữ của 5 cổ đơng đứng đầu. Vì vậy, trong luận văn này, mức độ tập trung sở hữu được xác định bằng tỷ lệ nắm giữ của các cổ đông sở hữu từ 5% trở lên. Việc sử dụng tỷ lệ nắm giữ của các cổ đông sở hữu từ 5% trở lên để đại diện cho mức độ tập trung sở hữu cũng được thể hiện rõ trong nghiên cứu của Nguyen và cộng sự (2014).
Phân tích tác động của từng chuẩn mực quản trị doanh nghiệp đến tính thanh khoản của cổ phiếu
Ngồi các phân tích như được đề cập ở trên, tác giả cũng thực hiện phân tích từng chuẩn mực quản trị doanh nghiệp. Chỉ số quản trị doanh nghiệp được xây dựng dựa trên 4 nhóm chuẩn mực: Hội Đồng Quản Trị, Kiểm tốn, Chính sách lương thưởng và Chính sách nhân sự. Phần trên tác giả đã thảo luận về chỉ số quản trị doanh nghiệp tác động lên tính thanh khoản của cổ phiếu. Trong phần này, tác giả muốn tìm hiểu xem loại chuẩn mực quản trị doanh nghiệp nào có tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu nhiều hơn. Để đạt được điều này, tác giả phân tách chỉ số quản trị doanh nghiệp thành 4 nhóm và xem xét mối quan hệ của mỗi nhóm đến tính thanh khoản. Bởi vì tác
giả giả định rằng quản trị doanh nghiệp tác động đến tính thanh khoản thơng qua việc làm dịu đi vấn đề bất cân xứng thông tin như nghiên cứu của Prommin và cộng sự (2014), cho nên có lẽ các loại chuẩn mực quản trị nào mà có quan hệ trực tiếp với cơng
bố thơng tin thì có thể có tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu nhiều hơn, và cụ thể ở đây là chuẩn mực Kiểm Toán. Tuy nhiên, tác giả cũng quan tâm nhiều đến chuẩn mực Hội Đồng Quản Trị, bởi vì các nghiên cứu trước đây thường liên kết mối quan hệ giữa cấu trúc Hội Đồng Quản Trị với lý thuyết chi phí đại diện, mà đó là lý thuyết trung tâm trong nghiên cứu này như được chỉ ra trong chương 2. Chính vì vậy, trong lần phân tích này, tác giả quan tâm đến nhiều hơn 2 nhóm chuẩn mực, đó là, chuẩn mực Hội Đồng Quản Trị, và chuẩn mực Kiểm toán.