Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Giá trị trung vị Độ lệch chuẩn ROA -0.193843 0.45278 0.073331 0.056392 0.084156 TOBINQ 0.004899 3.93723 1.092742 0.960745 0.514291 SO 0.00% 75.00% 23.09% 16.13% 0.229031 MO 0.00% 80.43% 6.18% 1.47% 0.121896 BO 0.01% 83.02% 12.16% 4.57% 0.164579 FO 0.00% 49.00% 15.01% 8.82% 0.149632 OD 0 1 0.340456 0.4 0.221097 CEOD 0 1 0.402 0 0.490793 AUD 3 5 3.054 3 0.327565 SIZE 21.70153 31.65324 27.51904 27.37695 1.191754 LEV 0.039013 1.03925 0.481306 0.526304 0.219267 GROWTH -0.67101 0.592105 0.004161 0.002145 0.079761
Giá trị doanh nghiệp trong mơ hình hồi quy được đo lường thơng qua hai biến ROA và Tobin Q. ROA bình qn 0,073; trong đó giá trị nhỏ nhất là -0,193 (Công ty Cổ Phần Nhựa Tân Đại Hưng, năm 2008) và giá trị ROA lớn nhất là 0,45278 (Công ty cổ phần phát triển đô thị Từ Liêm, 2009). Mức độ biến động ROA của các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE tương đối thấp. Trong khi đó, mức chênh lệch kết quả hoạt động thông qua chỉ số Tobin Q của các doanh nghiệp niêm yết HOSE cao hơn dao động từ 0.004899 đến 3.93723, giá trị trung bình của Tobin Q trong giai đoạn này là 1.092742 cho thấy sự đánh giá cao của các nhà đầu tư đối với các
33 công ty niêm yết.
Bên cạnh đó, sở hữu vốn nhà nước trung bình khoảng 23,09% với độ lệch
chuẩn là 22,9%. Trong đó, cao nhất là 75% của cơng ty cồ phần Thuỷ Điện Thác Bà và số lượng các doanh nghiệp khơng có vốn sở hữu nhà nước chiếm 37,9% số lượng các công ty trong mẫu. Bình quân vốn sở hữu thuộc ban giám đốc khoảng 6,18%, cao nhất là công ty với 80,43%. Sở hữu thành viên HĐQT bình qn trong giai đoạn 2008-2012 của các cơng ty niêm yết trên HOSE khoảng 12,16% .
Sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài của 100 doanh nghiệp niêm yết trên sàn
HOSE trong giai đoạn 2008-2012 trung bình khoảng 15,01%. Trong đó sở hữu nước ngoài cao nhất là 49%, phù hợp với quy định tại điều 2, quyết định số 55/2009/QĐ- TTg: Nhà đầu tư nước ngoài mua bán chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam được nắm giữa tối đa 49% vốn điều lệ của một cơng ty chứng khốn đại chúng.
Quản trị công ty thơng qua đặc tính HĐQT, các biến về tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT, tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT và thành viên BKS được trình bày trên bảng 4.1. Do tính kiêm nhiệm giữa CEO và chủ tịch HĐQT được thể hiện qua biến giả, có khoảng 44,5% các doanh nghiệp trong mẫu thì chức danh CEO và Chủ tịch HĐQT do cùng một người đảm nhiệm.
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập theo quy định ở quyết định 12/2007/QĐ-BTC
là số lượng thành viên HĐQT ít nhất là 5 người và nhiều nhất là 11 người, trong đó khoảng 1/3 tổng số thành viên HĐQT là thành viên độc lập không điều hành (Điều 10). Tức là ít nhất tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập phải bằng 0.2. Tuy nhiên không phải hầu hết tất cả các công ty đều thực hiện quy định đúng quy định này. Như công ty cồ phần Nam Việt (2011).
Biến số lượng thành viên BKS dao động từ 3-5 thành viên. Đúng với quy định
tại điều 121, luật doanh nghiệp 2005 đó là BKS có từ ba đến năm thành viên nếu Điều lệ cơng ty khơng có quy định khác. Trong mẫu có hơn 90% các cơng ty có 3 thành viên trong BKS, do đó giá trị trung bình khoảng 3,054.
34
Tóm lại, trong giai đoạn 2008-2012 ROA bình qn của các cơng ty trong
mẫu thấp chỉ khoảng 7,3%, bởi vì sau khủng hoảng kinh tế thế giới 2007 nền kinh tế Việt Nam bị ảnh hưởng và vẫn chưa phục hồi, các doanh nghiệp thua lỗ. Điều này còn thể hiện rõ nét qua biến tốc độ tăng trưởng bình quân chỉ khoảng 0,4% trong giai đoạn 2008 -2012. Trong cấu trúc sở hữu thì mức độ sở hữu của nhà nước trong các doanh nghiệp vẫn chiếm một tỷ trọng đáng kể. Đối với đặc tính của HĐQT và BKS thì phần lớn các doanh nghiệp thì có sự tách biệt giữa chức vụ chủ tịch HĐQT và CEO; hơn 90% cơng ty trong mẫu có 3 thành viên BKS.
4.2. Ma trận tƣơng quan giữa các biến
Bảng 4.2 dưới đây trình bày ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập với các biến phụ thuộc, giữa các cặp biến độc lập với nhau
Bảng 4.2: Hệ số tƣơng quan
Biến ROA TOBINQ SO MO BO FO OD CEOD AUD
ROA 1 TOBINQ 0.5401 1 SO 0.1853 0.1409 1 MO -0.0861 -0.0950 -0.3986 1 BO -0.0997 -0.0585 -0.5651 0.7134 1 FO 0.3925 0.3078 -0.1093 -0.0501 0.0727 1 OD 0.0204 0.1144 0.0762 -0.1164 -0.1171 0.0179 1 CEOD 0.1127 0.1369 -0.1024 0.3485 0.1485 0.0706 -0.0216 1 AUD -0.0381 0.0336 0.0169 -0.0455 0.0742 0.0575 0.0223 -0.1602 1
Xét mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc ta thấy chỉ có tỷ lệ sở hữu của thành viên HĐQT và tỷ lệ sở hữu của BGĐ tương quan âm (-) với ROA và Tobin Q, còn các biến độc lập còn lại thì tương quan dương. Trong các biến
35
này thì chỉ có biến sở hữu nước ngồi với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thể hiện tương quan ở mức trung bình. Hầu hết các biến còn lại thì tương quan của nó với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp là yếu .
Xét các biến độc lập, phần lớn các cặp biến độc lập trong mơ hình là tương
quan khơng đánh kể. Chỉ có bốn cặp biến có tương quan tương đối đó là cặp biến sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu nhà nước, thứ hai là sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu BGĐ, thứ ba là sở hữu BGĐ và tính kiêm nhiệm giữa Chủ tịch HĐQT và CEO, đặc biệt là cặp biến thứ tư giữa sở hữu thành viên HĐQT và sở hữu BGĐ, tương quan của cặp biến này tương đối chặt chẽ 0,7134.
4.3. Phƣơng pháp kiểm định và lựa chọn mơ hình 4.3.1. Kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi 4.3.1. Kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Theo lý thuyết, để kiểm tra phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi có nhiều cách, trong bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định White, giả thuyết được đặt ra là:
Ho: Phương sai không thay đổi H1: Phương sai thay đổi
Theo phụ lục 2, cả hai mơ hình đều xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi vì P-value nhỏ hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5%, tức mơ hình tồn tại phương sai thay đổi.
Tóm lại, khi thực hiện hồi quy OLS thì phát hiện mơ hình có hiện tượng
phương sai thay đổi. Do đó, việc sử dụng phương pháp hồi OLS không còn phù hợp nữa. Đối với dữ liệu bảng, khi sử dụng phương pháp hồi quy OLS là bỏ qua bình diện khơng gian và thời gian của dữ liệu. Do đó, sử dụng phương pháp OLS cho dữ liệu bảng có thể làm sai lệch thực tế về mối quan hệ các biến độc lập với biến phụ thuộc. Trong khi đó, phương pháp ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhiên thì khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi. Vì vậy, sẽ sử dụng một trong hai mơ hình ảnh hưởng cố định (FEM) hoặc ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để xem xét tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Dùng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp phù hợp.
36
4.3.2. Lựa chọn mơ hình
Hồi quy mơ hình theo FEM và REM
Đầu tiên, tiến hành hồi quy lần lượt theo hai phương pháp FEM và REM. Sau đó sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp hồi quy nào là phù hợp nhất (FEM hay REM). Do đó, ở đây khơng trình bày kết quả hồi quy theo hai phương pháp FEM và REM. Kết quả này được trình bày trong phụ lục 3.1- 4.2. Sau khi lựa chọn được phương pháp hồi quy phù hợp thông qua kiểm định Hausman, trong phần kết quả nghiên cứu chỉ trình bày và phân tích kết quả theo phương pháp được lựa chọn.
Kiểm định Hausman
Kiểm định Hausman được sử dụng để kiểm tra so sánh giữa mơ hình FEM va REM (Phùng Đức Nam và Lê Thị Phương Vy, 2012; Karaca and Eksi, 2012). Mơ hình REM giả thiết rằng khơng có tương quan giữa các yếu tố ngẫu nhiên đặc thù và kết quả mơ hình thì giả định Cov(u_i; X) = 0. Tuy nhiên, FEM khơng có những giả định này và cho rằng không tương quan của REM là khơng khả thi. Để lựa chọn mơ hình ta xây dựng giả thuyết sau:
Giả thuyết Ho: Ước lượng của FEM và REM không khác nhau
H1: Ước lượng của FEM và REM khác nhau
Nếu: P-value < 5% : bác bỏ Ho (chọn mơ hình FEM) P-value > 5% : chấp nhận Ho (chọn mơ hình REM)
Kết quả kiểm định Hausman như sau:
Bảng 4.3: Kiểm định Hausman
Biến phụ thuộc Chi Prob>Chi2
ROA 59.421755 0.0000
Tobin Q 52.528129 0.0000
37
Từ bảng 4.3, mơ hình FEM thì tốt hơn REM vì P-value < 𝛼 = % ở từng biến phụ thuộc và do đó, việc phân tích sẽ dựa trên mơ hình FEM. Theo Phùng Đức Nam và Lê Thị Phương Vy (2012), Karaca và Eksi (2012) cũng so sánh mơ hình FEM và REM bằng kiểm định Hausman, kết quả cuối cùng cũng sẽ phân tích dựa trên mơ hình FEM. Như vậy, kiểm định Hausman có hệ số Chi2 của kiểm định Hausman của các mơ hình cho thấy mơ hình hồi quy theo phương pháp ảnh hưởng cố định là thích hợp nhất trong trường hợp này. Dưới đây sẽ trình bày kết quả hồi quy của phương pháp ảnh hưởng cố định.
4.3.3. Kiểm định giải thiết hồi quy cho mơ hình lựa chọn
Sau khi lựa chọn mơ hình hồi quy ảnh hưởng cố định, chạy hồi quy theo phương pháp FEM, ta thực hiện các kiểm định hiện tương đa cộng tuyến và tự tương quan.
4.3.3.1. Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thông qua ma trận hệ số tương quan và nhân tử phóng đại phương sai (VIF)
Dựa trên ma trận hệ số tương quan bảng 4.2. tương quan lớn nhất là 0.7 giữa sở hữu BGĐ và sở hữu thành viên HĐQT. Hầu hết các nghiên cứu kinh tế lượng cho rằng, khi hệ số tương quan giữa bằng hoặc cao hơn 0.8 thì có dấu hiệu xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tất cả các tương quan giữa biến độc lập vào biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0.8. Mặt khác, dựa vào VIF ta có bảng tính sau:
Bảng 4.4 – Kết quả kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Biến phụ thuộc VIF
ROA 3.12862025936
38
Theo quy tắc kinh nghiệm là VIF >10, thì mức độ đa cộng tuyến được xem là cao1. Nhìn vào kết quả bảng 4.4 thì VIF của hàm hồi quy đều rất thấp, chứng tỏ rằng khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy
4.3.3.2. Kiểm tra hiện tự tƣơng quan
Tự tương quan được hiểu là sự tương quan giữa các thành phần dãy quan sát theo thời gian (đối với số liệu thời gian) hoặc không gian (đối với số liệu chéo). Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan về lý thuyết có nhiều cách để thực hiện, trong bài nghiên cứu này tác giả chọn phương kiểm định tự tương quan thông qua kiểm định Durbin –Watson.
Kiểm định Durbin – Watson: áp dụng quy tắc đơn giản với ba trường hợp tương ứng với các hệ số Durbin – Waston như sau:
- Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mơ hình khơng có tự tương quan. - Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương. - Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mơ hình có tự tương quan âm.
Bảng 4.5 – Kết quả kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơng quan
Biến phụ thuộc Durbin – Watson
ROA 1.877231
Tobin Q 1.964131
Nguồn: Phụ lục 2.5
Ta thấy giá trị Durbin – Watson cho cả hai mơ hình với ROA và Tobin Q là biến phụ thuộc đều xoay quanh giá trị 2 tức là khơng có hiện tượng tự tương quan trong cả hai mơ hình này.
1 Ths. Phạm Trí Cao-THs Vũ Minh Châu(2009), Kinh tế lượng ứng dụng, Nhà xuất bản thống kê TP. HCM,
39
Như vậy, mơ hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng (panel data) được hồi quy theo ba cách: pooling, random effect (ảnh hưởng ngẫu nhiên) và fixed effect (ảnh hưởng cố định). Kiểm định Hausman được sử dụng để lựa chọn phương pháp hồi quy phù hợp. Đầu tiên, kiểm định mối tương quan từng biến giải thích với thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Sau đó, kết hợp các biến cấu trúc sở hữu, quản trị công ty để xem xét tác động đồng thời của chúng lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Tiếp theo, nghiên cứu ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu và quản trị công ty theo tỷ lệ sở hữu nhà nước.
Các biến độc lập được sử dụng trong nghiên cứu này để giải thích cho tác động của cấu trúc sở hữu, quản trị công ty lên giá trị doanh nghiệp bao gồm biến sở hữu nhà nước, sở hữu thành viên BGĐ, sở hữu thành viên HĐQT, sở hữu nước ngoài, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và CEO và biến số lượng thành viên BKS.
4.4. Kết quả hồi quy
Tất cả các kết quả trình bày dưới đây được hồi quy theo phương pháp ảnh hưởng cố định (FEM). Dựa trên kết quả kiểm định Hausman (bảng 4.4) để lựa chọn
phương pháp FEM và REM, cho thấy P-value của hệ số Chi2 < 𝛼 = % trong cả hai trường hợp ROA, Tobin Q là biến phụ thuộc. Do đó, mơ hình hồi quy theo phương pháp ảnh hưởng cố định là thích hợp nhất.
4.4.1. Kết quả hồi quy cho từng biến độc lập
4.4.1.1. Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến ROA
Mơ hình hồi quy biến sở hữu nhà nước
𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊+ 𝛃𝟏𝐒𝐎𝟏𝒊𝒕+ 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕+ 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕+ 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕+ 𝛆𝐢𝐭 (1)
Mơ hình hồi quy biến sở hữu ban giám đốc
𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊+ 𝛃𝟏𝐌𝐎𝟏𝒊𝒕+ 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕+ 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕+ 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕+ 𝛆𝐢𝐭 (2)
40
𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊+ 𝛃𝟏𝐁𝐎𝟏𝒊𝒕+ 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕+ 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕+ 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕+ 𝛆𝐢𝐭 (3)
Mơ hình hồi quy biến sở hữu nước ngoài
𝐑𝐎𝐀𝐢𝐭 = 𝜶𝒊+ 𝛃𝟏𝐅𝐎𝟏𝒊𝒕+ 𝛃𝟐𝐒𝐈𝐙𝐄𝟐𝒊𝒕+ 𝛃𝟑𝐋𝐄𝐕𝟑𝒊𝒕+ 𝛃𝟒 𝐆𝐑𝐎𝐖𝐓𝐇𝟒𝒊𝒕+ 𝛆𝐢𝐭 (4)
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho từng biến cấu trúc sở hữu đến ROA Mơ hình (1) Mơ hình (2) Mơ hình (3) Mơ hình (4) Mơ hình (1) Mơ hình (2) Mơ hình (3) Mơ hình (4)
Hệ số chặn 0.097799 0.149365* 0.153707* 0.223987*** (1.183422) (1.703298) (1.781232) (2.561461) SO 0.117551*** (6.431420) MO -0.012558 (-0.363583) BO -0.019593 (-0.789617) FO 0.093373*** (3.426799) SIZE 0.000971 0.000149 0.00004 -0.003451 (0.320183) (0.046064) (0.013474) (-1.049852) LEV -0.12954*** -0.1969*** -0.131*** -0.11128*** (-7.969214) (-15.1709) (-7.668516) (-6.235885) GROWTH 0.290917*** -0.1315*** 0.291866*** 0.291176*** (10.06754) (-7.702357) (9.607031) (9.729179) R2 0.667831 0.633258 0.633712 0.643701 F-value 10.74027 9.365320 9.381704 9.752508 Nguồn: Phụ lục 7.1-7.4
*,**,***: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 5%, 1%.
Bảng 4.6 Trình bày kết quả hồi quy kiểm định tác động của từng biến cấu trúc sở hữu lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, trong đó ROA đại diện cho biến
41
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Để kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy nhằm đưa ra biến phù hợp và có ý nghĩa thống kê, có thể sử dụng phương pháp giá trị p- value hoặc t-test để kiểm tra giả thiết cho các hệ số hồi quy của các biến. Ta thấy chỉ có hai biến có giá trị thống kê T (t-statistic) lớn hơn giá trị tra bảng phân phối Student là biến sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngồi.
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy cho thấy các giá trị p tương ứng với F rất nhỏ (phụ lục 7.1 - 7.4) hay giá trị F > F0.1(10, 490) = 2,32 nên giá trị R2 có ý nghĩa thống kê với mức tin cậy 1%. Trong các mơ hình hồi quy trên thì mơ hình hồi quy biến sở hữu nhà nước có khả năng giải thích cao nhất.
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ sở hữu nhà nước có mối tương quan dương với thành quả hoạt động của doanh nghiệp. Hệ số hồi quy của tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước là 0.117551 với mức ý nghĩa 1%. Tức là tỷ lệ sở hữu vốn cổ phần nhà nước tăng lên 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp sẽ tăng lên 0.1175. Điều này cho thấy vai trò giám sát của cổ đông nhà nước. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Le and Chizema (2011), Huang và cộng sự (2011) nhưng trái với kết quả nghiên cứu của Lee and Zhang (2012).