CHƯƠNG 3 : QUY TRÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2 Phương pháp nghiên cứu và thu thập dữ liệu
3.2.1 Xây dựng giả thuyết nghiên cứu
Như đã giải thích trong chương 2, giá trị doanh nghiệp là một thuật ngữ tổng quát, để chỉ giá trị nội tại hoặc giá trị thị trường của doanh nghiệp. Với CTNY, giá trị thị trường của doanh nghiệp rất dễ dàng quan sát được. Nhưng giá trị nội tại của
doanh nghiệp trong hầu hết trường hợp đều không thể quan sát trực tiếp được. Vì thế các nhà đầu tư thường cố gắng định giá doanh nghiệp thông qua 3 cách tiếp cận: từ thị trường, thu nhập và chi phí.
Dựa trên các cách tiếp cận này và các lý thuyết có liên quan đã đề cập trong chương 2, các nghiên cứu trước thường xem xét ảnh hưởng của CBTT tự nguyện tới giá trị doanh nghiệp một cách trực tiếp và gián tiếp thông qua các cách sau:
- Xem xét ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến giá trị thị trường nói chung của doanh nghiệp
- Xem xét ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp, bởi vì chi phí vốn chủ sở hữu là yếu tố quan trọng để định giá doanh nghiệp dựa trên cách tiếp cận thứ 2 từ thu nhập.
- Xem xét ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến hiệu quả hoạt động khác của doanh nghiệp. Ví dụ như, ảnh hưởng của CBTT đến dịng tiền trong tương lai, chi phí vốn vay, hiệu quả tài chính, năng lực cạnh tranh.… của doanh nghiệp.
Trong nghiên cứu này, để thấy được ảnh hưởng của CBTT tự nguyện lên giá trị doanh nghiệp, tác giả sẽ xem xét ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến giá trị thị trường nói chung và chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Cụ thể các giả thuyết nghiên cứu được xây dựng như sau:
3.2.1.1 Giả thuyết về ảnh hưởng của công bố thơng tin tự nguyện tới chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp
Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa CBTT tự nguyện và chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp vẫn còn nhiều kết quả trái chiều.
Nhiều mơ hình lí thuyết và phần lớn các nghiên cứu trước đây đều chứng minh lợi ích của CBTT tự nguyện trong việc làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu như nghiên cứu của Francis và cộng sự (2005), Hail (2002). Ảnh hưởng tích cực của CBTT tự nguyện đối với chi phí vốn chủ sở hữu là phù hợp với lí thuyết thơng tin bất cân xứng và lí thuyết về rủi ro ước tính. Khi doanh nghiệp cơng bố thơng tin
nhiều hơn mức quy định và những thơng tin này là phù hợp thì nó sẽ làm giảm tình trạng thơng tin bất cân xứng giữa các nhà quản lý và các nhà đầu tư hiện tại và tiềm năng của doanh nghiệp, từ đó làm giảm chi phí giao dịch, tăng khối lượng giao dịch, tăng tính thanh khoản của thị trường và giảm chi phí vốn chủ sở hữu. Bên cạnh đó, có nhiều thơng tin hơn giúp nhà đầu tư giảm cấu phần rủi ro ước tính khơng thể đa dạng hóa được, do vậy cũng sẽ làm giảm tỷ lệ lợi suất yêu cầu (chi phí vốn chủ sở hữu).
Tuy nhiên, cũng có nhiều nghiên cứu thực nghiệm lại chỉ ra mối quan hệ không đáng kể hoặc thuận chiều giữa CBTT tự nguyện và chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Ví dụ như nghiên cứu của Botosan và Plumlee (2000) chỉ ra mối quan hệ dương giữa CBTT tự nguyện tổng hợp với chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp Mỹ trong giai đoạn 1986-1996. Nghiên cứu của Botosan (1997) khơng tìm thấy mối quan hệ đáng kể giữa CBTT tự nguyện với chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp Mỹ năm 1990.
Có nhiều ngun nhân lí giải cho sự phân tán của các kết quả nghiên cứu này. Trong đó, những ngun nhân chính được chỉ ra trong các nghiên cứu trước gồm những nguyên nhân sau. (1) Nikolaev và Van Lent (2005) cho rằng sở dĩ kết quả khơng đồng nhất là vì các mơ hình nghiên cứu trước gặp vấn đề nội sinh, tình trạng mà phần dư có tương quan với biến độc lập trong mơ hình. (2) các biến chất lượng CBTT tự nguyện và chi phí vốn chủ sở hữu đều không dễ dàng quan sát được (3) Nhiều nghiên cứu lại chỉ ra rằng, các loại thông tin tự nguyện khác nhau có ảnh hưởng đến chi phí vốn khác nhau. Kristandl và Bontis (2007) chứng minh rằng CBTT tương lai có mối quan hệ âm với chi phí vốn chủ sở hữu, trong khi đó thơng tin lịch sử lại có mối quan hệ dương với chi phí vốn chủ sở hữu. Botosan và Plumlee (2000) lại chỉ ra rằng chi phí vốn chủ sở hữu giảm khi CBTT trên BCTN tăng, nhưng CBTT quý và các thông tin khơng bắt buộc khác lại có mối quan hệ thuận chiều với chi phí vốn chủ. Trong khi đó, chi phí vốn chủ và CBTT qua các kênh khác lại ko có mối quan hệ đáng kể.
Tại Việt Nam, kết quả nghiên cứu của Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc (2019) sử dụng ước lượng SGMM cho thấy minh bạch thơng tin có mối quan hệ nghịch chiều với chi phí vốn chủ sở hữu ở mức ý nghĩa thấp 10%, trong khi ước lượng theo FEM không chỉ ra mối quan hệ đáng kể giữa hai yếu tố này. Bên cạnh đó, nghiên cứu của Nguyen, D. V., & Nguyen, L. T. N. (2017) lại tìm ra bằng chứng ủng hộ mối quan hệ nghịch chiều giữa hai yếu tố này. Do vậy, tác giả kì vọng rằng tại Việt Nam, CBTT tự nguyện sẽ có tác động tích cực, làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu của các CTPTC niêm yết trên TTCK Việt Nam. Giả thuyết H1 được đưa ra như sau:
H1: CBTT tự nguyện có ảnh hưởng tích cực, làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu của các CTPTC niêm yết trên TTCK Việt Nam.
3.2.1.2 Giả thuyết về ảnh hưởng của công bố thông tin tự nguyện tới giá trị thị trường của doanh nghiệp
Như đã phân tích trong chương 1, việc CBTT tự nguyện có thể ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp theo nhiều cách khác nhau. CBTT tự nguyện có thể tác động tới giá trị nội tại của doanh nghiệp thông qua tác động lên chi phí vốn chủ sở hữu (theo lý thuyết thông tin bất cân xứng và lý thuyết rủi ro ước tính), tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (theo nhóm lý thuyết kinh tế chính trị, lý thuyết chi phí liên quan). Hay nói cách khác, theo các lý thuyết đó, CBTT tự nguyện là thơng tin phù hợp giúp nhà đầu tư và các bên liên quan xác định giá trị doanh nghiệp. Giá trị thị trường phản ánh kì vọng của nhà đầu tư về giá trị nội tại của doanh nghiệp. Do đó, có thể kì vọng rằng khi CBTT tự nguyện có tác động tích cực lên giá trị nội tại thì cũng có tác động tích cực lên giá trị thị trường của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, theo lý thuyết tín hiệu, việc CBTT tự nguyện có chất lượng cao có thể là tín hiệu doanh nghiệp gửi tới thị trường nhằm (1) chứng tỏ khả năng, năng lực, tầm nhìn của đội ngũ quản lý (Hui và Matsunaga, 2015; Chang và cộng sự, 2010; Healy và Palepu, 2001) (2) cung cấp thêm thông tin phù hợp với việc định giá doanh nghiệp như thông tin về các nguồn lực, kế hoạch kinh doanh trong
tương lai của doanh nghiệp, năng lực cạnh tranh và khả năng tạo tiền trong tương lai của doanh nghiệp, các nghĩa vụ môi trường về môi trường, xã hội tiềm tàng… (Clarkson và cộng sự, 2010; Salvi và cộng sự, 2020). Do đó, khi nhận được những thông tin phù hợp công bố bởi doanh nghiệp, nhà đầu tư sẽ xem xét lại việc định giá của mình, từ đó khiến giá trị thị trường của doanh nghiệp sẽ thay đổi.
Dựa trên các lý thuyết đó, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện ở các nước phát triển để kiểm chứng mối quan hệ giữa CBTT tự nguyện và giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết quả thu được là không nhất quán. Nhiều nghiên cứu chỉ ra lợi ích của việc CBTT trong việc gia tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp (Assidi, 2020; Charumathi và Ramesh, 2020); gia tăng giá trị nội tại của doanh nghiệp thông qua việc làm giảm chi phí vốn và làm tăng dịng tiền trong tương lai dự kiến (Botosan và Plumlee, 2000; Francis và cộng sự, 2005; Sengupta, 1989; Plumlee và cộng sự, 2010); giúp doanh nghiệp xây dựng hình ảnh, mang lại thành cơng trên thị trường hàng hóa (Lev và cộng sự, 2010; Wang, Choi và Li, 2008), từ đó góp phần cải thiện hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (Eccles và cộng sự, 2012). Trái lại, cũng có nhiều nghiên cứu khơng chứng minh được rằng mối quan hệ giữa CBTT tự nguyện và giá trị doanh nghiệp là đáng kể (Uyar và Kilic, 2012; Botosan, 1997) hoặc thậm chí chỉ ra rằng CBTT tự nguyện có tác động tiêu cực, làm giảm giá trị doanh nghiệp (Chen và cộng sự, 2018; Hassan và cộng sự, 2009; Wang, Ali và Al-Akra, 2013). Clarkson và cộng sự (2013) cho thấy CBTT mơi trường có tác động tích cực đến giá trị thị trường của các doanh nghiệp Mỹ ở mức ý nghĩa 99% ngay cả khi kiểm sốt hiệu quả thực hiện mơi trường (đo lường bằng chỉ số TRI). Sử dụng mẫu nghiên cứu là các CTNY Mỹ trong giai đoạn 2000-2005, Plumlee và cộng sự (2015) lại tìm thấy rất ít bằng chứng về mối quan hệ giữa CBTT môi trường và giá trị doanh nghiệp.
Để kiểm chứng lại mối quan hệ này trong bối cảnh Việt Nam, tác giả đặt ra giả thuyết như sau:
H2: CBTT tự nguyện có ảnh hưởng tích cực, làm tăng giá trị thị trường của các CTPTC niêm yết trên TTCK Việt Nam.
3.2.2 Xây dựng mơ hình hồi quy
3.2.2.1 Mơ hình hồi quy sử dụng để xem xét ảnh hưởng của công bố thông tin tự nguyện đến chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp.
Để kiểm chứng giả thuyết H1 về ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp, dựa trên mơ hình nghiên cứu của Botosan
(1997), tác giả xây dựng mơ hình nghiên cứu số (1) như sau:
Rit = β0 + β1VDVolit + β2Betait + β3Sizeit + βjXjit +εi,t Trong đó:
- R là biến phụ thuộc, đo lường tỷ suất sinh lời yêu cầu của cổ phiếu hay chi phí vốn chủ sở hữu.
- VDVol: đo lường mức độ CBTT tự nguyện của doanh nghiệp
- Beta: là hệ số đo lường độ nhạy của chứng khoán đối với thay đổi trên thị trường
- Size: là biến giải thích thể hiện quy mô của doanh nghiệp - Xj: là biến giả năm và ngành.
Các biến beta, Size là các biến kiểm sốt, được xác định là có ảnh hưởng đáng kể đến chi phí vốn chủ sở hữu trong các nghiên cứu trước (Botosan, 1997; Plumlee và cộng sự, 2015; Dhaliwal và cộng sự, 2011). Trong các nghiên cứu trước beta được coi là các thước đo mức độ rủi ro của doanh nghiệp. Khi beta cao, đồng nghĩa với việc rủi ro của doanh nghiệp cũng cao và chi phí vốn của doanh nghiệp sẽ cao (Botosan, 1997). Ngoài ra, các nghiên cứu trước cũng chỉ ra mối quan hệ nghịch chiều giữa chi phí vốn với quy mơ doanh nghiệp (Botosan, 1997). Hay nói cách khác, chi phí vốn của các doanh nghiệp lớn thường thấp hơn các doanh nghiệp nhỏ.
3.2.2.2 Mơ hình hồi quy sử dụng để xem xét ảnh hưởng của công bố thông tin tự nguyện đến giá trị thị trường của doanh nghiệp.
Để kiểm định giả thuyết H2 về ảnh hưởng của CBTT tự nguyện đến giá trị thị trường của doanh nghiệp, nghiên cứu sử dụng mơ hình của Ohlson (1995). Dựa trên cơ sở mơ hình lợi nhuận thặng dư phát triển bởi Preinreich (1938), nghiên cứu của Ohlson (1995) là nghiên cứu tiên phong, xây dựng cơ sở lý thuyết vững chắc lý giải mối quan hệ giữa thơng tin kế tốn và giá cổ phiếu doanh nghiệp (Nguyễn Việt Dũng, 2009; Trương Đông Lộc và Nguyễn Minh Nhật, 2016) . Mơ hình nghiên cứu của Ohlson (1995) đã được sử dụng trong nhiều nghiên cứu trước đây như Clarkson và cộng sự (2004, 2008, 2013); Plumlee và cộng sự (2015). Cụ thể, mơ hình nghiên cứu số (2) như sau:
��� = 0 + 1���� ��� + 2���� �� + 3�� �� + ����� + ��
Trong đó:
- ��� là biến phụ thuộc phản ánh giá trị thị trường của một cổ phiếu tại thời điểm 6 tháng sau ngày kết thúc kì kế tốn năm để đảm bảo rằng các thông tin tự nguyện do các doanh nghiệp công bố trên BCTN đã được phản ánh vào trong giá cổ phiếu. Bởi vì theo quy định của thơng tư 155/2015/TT-BTC, các cơng ty đại chúng Việt Nam có thời hạn tối đa 90 ngày kể từ ngày kết thúc kỳ kế tốn năm để cơng bố báo cáo tài chính năm và có thời hạn tối đa 20 ngày kể từ ngày công bố báo cáo tài chính năm để cơng bố báo cáo thường niên. - VDVol là biến giải thích phản ánh mức độ CBTT tự nguyện của doanh
nghiệp.
BVPS là biến kiểm soát phản ánh giá trị sổ sách của một cổ phiếu của doanh nghiệp.
- AE là biến kiểm soát phản ánh lợi nhuận bất thường (abnormal earning) trên một cổ phiếu của doanh nghiệp.
3.2.3 Đo lường các biến trong mơ hình nghiên cứu
3.2.3.1 Đo lường biến phụ thuộc
Chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp
Biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu (1) là chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Có nhiều thước đo chi phí vốn chủ sở hữu đã được phát triển trong các
nghiên cứu trước. Trong đó có 3 cách tiếp cận chính để ước tính chi phí vốn chủ sở hữu: dựa trên tỷ suất lợi nhuận thực hiện, dựa trên mơ hình CAPM và dựa trên mơ hình chiết khấu cổ tức. Như đã trình bày ở chương 2, tỷ suất lợi nhuận thực hiện được chứng minh là một thước đo rất nhiễu về chi phí vốn chủ (French, 1992; Lakonishok, 1993), mơ hình CAPM thì lại khơng xét đến vai trị của thơng tin trong việc làm giảm chi phí vốn (Botosan, 1997; Francis và cộng sự, 2004). Do vậy nghiên cứu này sẽ sử dụng cách tiếp cận dựa trên mơ hình chiết khấu cổ tức để ước tính chi phí vốn chủ sở hữu. Bên cạnh đó, khác với nghiên cứu của Nguyen, D. V., & Nguyen, L. T. N. (2017), nghiên cứu này là một trong những nghiên cứu đầu tiên ở Việt Nam sử dụng dự báo của nhà phân tích để ước tính chi phí vốn chủ sở hữu ngầm định (ex-ante cost of capital). Cụ thể, chi phí vốn chủ sở hữu ngầm định được ước tính theo hai cách như sau:
- Thước đo chi phí vốn REBO (Botosan, 1997):
Như đã trình bày ở chương 2, thước đo chi phí vốn được đề cập đến trong nghiên cứu của Botosan (1997) được phát triển dựa trên mơ hình chiết khấu cổ tức. Trong điều kiện không phát sinh thặng dư (clean surplus accounting), mơ hình chiết khấu cổ tức được viết lại thành mơ hình sau:
∞ � ++ − ��−1++ �� = �� + ∑ �=1 (1 + �� ) � Trong đó:
�+�+�−1: giá trị sổ sách của cổ phiếu ở thời điểm t+j-1
Để ước tính được chi phí vốn chủ sở hữu, Botosan (1997) đã giải phương trình trên với khung thời gian hữu hạn 4 năm. Tuy nhiên, ở Việt Nam, do hạn chế về dữ liệu dự báo của nhà phân tích, do đó giống như Nguyen, D. V., & Nguyen, L. T. N. (2017) tác giả đưa ra 2 điều chỉnh so với cách làm của Botosan (1997) như sau: thứ nhất, khoảng thời gian ước tính chỉ giới hạn 2 năm thay vì 4 năm như trước và thứ hai, sau khoảng thời gian trên, thu nhập thặng dư là cố định. Khi đó mơ hình trên được viết lại thành:
= � + ��+1 − ��� + ��+2 − ���+1 � � 1 + �� (1 + �) ∗ �
Trong đó ��+1 = � + �+1 − �+1, với ��+1 là cổ tức trả ở thời điểm t+1. Giải phương trình bậc hai trên thu được hai nghiệm trái dấu, nghiệm âm bị loại bỏ do chi phí vốn chủ sở hữu khơng mang dấu âm. Do vậy, chi phí vốn được ước tính theo cơng thức sau:
���� = ��+1 − � + √(((((((((((((( ( � − �+1)2 + 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 �
Trong đó, dữ liệu về cổ tức của kì tới được ước tính dựa trên dự báo EPS của nhà phân tích và tỷ lệ trả cổ tức (dividend payout ratio) của 3 năm trước đó.
- Thước đo chi phí vốn REaston (Easton, 2004)
Như đã trình bày ở chương 2, nếu giả định tỉ lệ tăng trưởng bất thường kì vọng trong lợi nhuận kế tốn bằng 0 và cổ tức kì tiếp theo dự kiến bằng 0 (D1=0) thì