chi phí vốn chủ sở hữu của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam
4.3.1 Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu và phân tích tương quan giữa cácbiến biến
Sau khi lọc các quan sát thiếu dữ kiện, mẫu nghiên cứu có đặc điểm thống kê mơ tả như sau:
Biến nghiên cứu Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Min Max REaston 130 0,1260 0,0610 0,0032 0,3776 VDVol 130 0,4954 0,1528 0,0594 0,7976 Beta 130 0,8303 0,8101 -3,5722 4,2043 Size 130 29,7987 1,1998 26,5636 32,3823 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Bảng 4.14: Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu trong mơ hình với biến phụ thuộc REBO Biến nghiên cứu Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Min Max REBO 148 0,1022 0,0484 0,0001 0,2918 VDVol 148 0,4832 0,1605 0,0594 0,7976 Beta 148 0,8484 0,8770 -3,5722 4,7530 Size 148 29,8171 1,1444 26,5636 32,5101 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Từ bảng thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu trên, có thể thấy hai mẫu nghiên cứu trên có các thơng số khá tương đồng nhau. Ví dụ như, chi phí vốn chủ sở hữu trung bình của mẫu nghiên cứu trong mơ hình với biến phụ thuộc REaston là 12,60% với độ lệch chuẩn là 6,1%, trong mơ hình với biến phụ thuộc REBO là 10,22% với độ lệch chuẩn là 4,84%.
Tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu được thể hiện trong bảng dưới đây:
REaston VDVol Beta Size REaston 1,0000 VDVol -0,1808 1,0000 Beta 0,2813 -0,0898 1,0000 Size -0,1365 0,2402 0,1169 1,0000 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Bảng 4.16: Hệ số tương quan giữa các biến trong mẫu nghiên cứu với biến phụ thuộc REBO
REBO VDVol Beta Size
REBO 1.0000
VDVol -0.3349 1.0000
Beta 0.1500 -0.0454 1.0000
Size -0.3048 0.2188 0.1532 1.0000
Nguồn: tác giả tự tổng hợp
Từ bảng trên có thể thấy các biến giải thích đều có dấu như kì vọng với biến phụ thuộc (hệ số tương quan giữa biến mức độ CBTT tự nguyện, biến quy mô doanh nghiệp với biến chi phí vốn chủ sở hữu mang dấu âm, hệ số tương quan của biến beta với biến chi phí vốn chủ sở hữu mang dấu dương).
Bên cạnh đó, hệ số tương quan giữa các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,7 (hệ số tương quan lớn nhất giữa biến VDVol và biến Size là 0,2402 trong mẫu nghiên cứu với biến phụ thuộc REaston và giữa biến VDVol và biến Size là 0,2188 trong mẫu nghiên cứu với biến phụ thuộc REBO), do đó theo Drury (2008) hiện tượng đa cộng tuyến là không đáng kể trong dữ liệu nghiên cứu.
hữu của doanh nghiệp theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) Biến phụ thuộc REaston Biến phụ thuộc REBO
VDVol -0,0643 (-1,42) -0,0557** (-2,05) Beta 0,0214*** (3,70) 0,0110*** (2,78) Size -0,0078* (-1,92) -0,0124*** (-3,89) Hệ số chặn 0,4033*** (3,16) 0,4818*** (4,88) Hiệu ứng năm Có xét đến Có xét đến Hiệu ứng ngành Có xét đến Có xét đến N 130 148 R2 0,2646 0,3350 F(12,117) 5,48 5,72
Ghi chú: *; **; *** thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5% và 1%. Hệ số trong ngoặc đơn thể hiện giá trị thống kê t. Khi hồi quy, các biến giả năm và ngành được đưa vào trong mơ hình, song kết quả hồi quy biến giả năm và ngành không được thể hiện ở bảng trên do đây không phải là các biến trọng tâm của mơ hình.
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả trên phần mềm Stata
Kết quả hồi quy trên cho thấy:
- Trong mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc là REaston, hệ số hồi quy của biến VDVol là - 0,0643, nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (thống kê T bằng -1,42 tương ứng với p-value bằng 0,157 >0,1). Trong mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc REBO, hệ số hồi quy của biến này là -0,0557 và có ý nghĩa thống kê ở mức 95% (thống kê
mơ hình lại cho thấy mối quan hệ giữa hai biến này là khơng đáng kể, do đó nghiên cứu chưa thể khẳng định chắc chắn về mối quan hệ giữa CBTT tự nguyện và chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Mặc dù không thể rút ra kết luận thống nhất về tác động của CBTT tự nguyện lên chi phí vốn chủ sở hữu, trong cả hai mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc là REBO và REaston, hệ số hồi quy của biến mức độ CBTT tự nguyện đều mang dấu âm. Điều này phần nào chứng minh tác động tích cực, góp phần làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu của các cơng ty phi tài chính niêm yết trên TTCK Việt Nam. Kết quả này là phù hợp với lý thuyết thông tin bất cân xứng và lý thuyết rủi ro ước tính. Khi chất lượng CBTT tự nguyện tốt (thể hiện qua mức độ CBTT nhiều hoặc thông tin công bố đáng tin cậy hoặc cả hai), mức độ bất cân xứng thông tin giữa nhà quản lý của doanh nghiệp và các nhà đầu tư hiện tại hoặc tiềm năng sẽ giảm đi, do vậy chi phí giao dịch của nhà đầu tư sẽ giảm, cầu đối với cổ phiếu tăng và điều này cuối cùng làm giảm chi phí vốn của doanh nghiệp. Bên cạnh đó, khi nhận được nhiều thơng tin đáng tin cậy hơn, các nhà đầu tư sẽ giảm thiểu được rủi ro ước tính và từ đó cũng làm giảm chi phí vốn của doanh nghiệp. Mặc dù kết quả chưa đủ vững đối với cả hai mơ hình với hai thước đo chi phí vốn chủ sở hữu, song mối quan hệ nghịch chiều giữa chất lượng CBTT tự nguyện và chi phí vốn của doanh nghiệp được tìm thấy trong nghiên cứu này cũng tương đồng với kết quả của nhiều nghiên cứu trước đây trên thế giới (Botosan, 1997; Botosan và Plumlee, 2000; Hail, 2002) và tại Việt Nam (Binh, Ta Quang, 2014; Nguyen, D. V., & Nguyen, L. T. N., 2017; Lê Xuân Thái và Trương Đông Lộc, 2019).
- Hệ số hồi quy của biến Beta trong mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc REaston và REBO lần lượt là 0,0214 và 0,0110 và đều có nghĩa ở mức 99% trở lên ở cả 2 mơ hình. Điều này chứng tỏ rằng ở mức ý nghĩa 99% có thể khẳng định rằng hệ số Beta, đo lường rủi ro hệ thống của cổ phiếu, có tác động thuận chiều lên chi phí vốn chủ sở hữu ở cả hai mơ hình nghiên cứu. Hay nói cách khác, nhà đầu tư địi hỏi
này cũng nhất quán với kết quả nghiên cứu của Botosan (1997), Hail (2002).
- Hệ số hồi quy của biến Size trong mơ hình hồi quy lần lượt là -0,0078 và - 0,0124 trong mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc REaston và REBO, cho thấy doanh nghiệp có quy mơ càng cao thì chi phí vốn chủ sở hữu càng thấp. Biến này có ý nghĩa thống kê ở mức 90% và 99% trong hai mơ hình tương ứng. Hiệu ứng về quy mơ này đã được nghiên cứu và chứng minh bởi nhiều lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Mơ hình định giá tài sản CAPM 3 yếu tố và CAPM 5 yếu tố đều coi quy mô doanh nghiệp là một trong những yếu tố quan trọng, góp phần làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Bowen và cộng sự (2008) chỉ ra rằng các doanh nghiệp lớn thì thu hút nhiều sự chú ý từ cơng chúng hơn, do đó giúp làm giảm hiện tượng thông tin bất cân xứng, từ đó làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Mối quan hệ nghịch chiều giữa quy mơ doanh nghiệp với chi phí vốn chủ sở hữu cũng đã được chứng minh trong nghiên cứu của Hail và Leuz (2006); Chen và cộng sự (2004).
Như vậy cả hai biến Beta và quy mơ doanh nghiệp đều có dấu như kì vọng, phù hợp với các lý thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Điều này một lần nữa khẳng định rằng nhận định của Botosan và cộng sự (2011) là hồn tồn đúng đối với dữ liệu Việt Nam. Hay nói cách khác, hai thước đo chi phí vốn ngầm hiểu REaston và REBO là hai thước đo tốt cho chi phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp Việt Nam, chúng có mối quan hệ kì vọng với rủi ro và quy mơ doanh nghiệp, điều mà các lý thuyết tài chính đều kỳ vọng.
4.4.1 Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu và phân tích tương quan giữa các biến
Dữ liệu nghiên cứu có thơng số thống kê mơ tả như sau :
Bảng 4.18: Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu trong mơ hình với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REBO
Biến nghiên cứu Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn
Min Max Trung
vị P 148 45.463 39.077 6.360 225.500 29.550 VDVol 148 0,4774 0,1600 0,0594 0,7976 0,4883 BVPS 148 24.140 11.968 11.261 101.621 21.355 AEEBO 148 934 3.226 (8.472) 12.336 688 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Bảng 4.19: Thống kê mơ tả dữ liệu nghiên cứu trong mơ hình với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REaston
Biến nghiên cứu Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn
Min Max Trung
vị P 164 45.611 37.657 6.360 225.500 30.650 VDVol 164 0,4702 0,1635 0,0594 0,7976 0,4882 BVPS 164 25.259 14.833 11.534 106.864 21.355 AEEaston 164 1.302 2.850 (6.661) 13.519 894 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu được thể hiện trong bảng dưới đây:
P VDVol BVPS AEEBO P 1,0000 VDVol 0,2395 1,0000 BVPS 0,3282 0,0334 1,0000 AEEBO 0,5536 0,0553 0,2878 1,0000 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Bảng 4.21: Hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REaston
P VDVol BVPS AEEaston P 1.0000 VDVol 0.2567 1.0000 BVPS 0.2865 0.0419 1.0000 AEEaston 0.6047 0.1776 0.0456 1.0000 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp
Kết quả phân tích tương quan cho thấy biến giải thích (VDVol) và các biến kiểm sốt (BVPS và AE) đều có mối quan hệ thuận chiều như kỳ vọng với biến phụ thuộc giá trị thị trường của cổ phiếu (P). Tuy nhiên tương quan giữa mức độ CBTT (VDVol) và giá trị thị trường của doanh nghiệp (P) không mạnh bằng tương quan giữa giá trị sổ sách của cổ phiếu (BVPS) và thu nhập bất thường (AE) với biến giá trị doanh nghiệp (P).
Bên cạnh đó, các hệ số tương quan giữa các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,7 trong cả hai mơ hình, do đó theo Drury (2008) hiện tượng đa cộng tuyến là không đáng kể trong dữ liệu nghiên cứu.
trị thị trường của doanh nghiệp theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS)
Mơ hình với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa
trên REaston
Mơ hình với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa
trên REBO 29.888,48** 20.208,48 VDVol (2,13) (1,56) 0,74*** 0,74*** BVPS (3,52) (6,62) 5,27*** 6,52*** AEEBO (4,52) (5,76) Hệ số chặn -2.545,72 -10.734 (-0,20) (-1,26) Hiệu ứng năm Có xét đến Có xét đến Hiệu ứng ngành Có xét đến Có xét đến N 148 164 R2 0,5428 0,5548 Thống kê F F(12, 135) =13,43 F(12, 151) = 15,68
Ghi chú: *; **; *** thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10%, 5% và 1%. Hệ số trong ngoặc đơn thể hiện giá trị thống kê t. Khi hồi quy, các biến giả năm và ngành được đưa vào trong mơ hình, song kết quả hồi quy biến giả năm và ngành không được thể hiện ở bảng trên do đây không phải là các biến trọng tâm của mơ hình.
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả trên phần mềm Stata
Kết quả hồi quy trên cho thấy:
- Trong mơ hình hồi quy với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REaston, hệ số hồi quy của biến VDVol lớn hơn 0 và có ý nghĩa thống kê ở mức 95%. Nhưng trong mơ hình hồi quy với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REBO, hệ số hồi quy của biến này mặc dù vẫn lớn hơn 0 nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Hay nói cách khác, chưa có đủ căn cứ để chứng minh CBTT tự nguyện có tác động tích cực làm gia tăng giá trị thị trường của các công ty niêm yết trên TTCK
Thứ nhất, việc CBTT tự nguyện mang lại cả lợi ích và chi phí cho doanh
nghiệp. Theo lý thuyết thơng tin bất cân xứng và lý thuyết rủi ro ước tính, việc CBTT tự nguyện giúp làm giảm tình trạng thơng tin bất cân xứng, từ đó làm giảm chi phí giao dịch và rủi ro ước tính của nhà đầu tư, điều này cuối cùng làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu, làm tăng giá trị nội tại của doanh nghiệp. Bên cạnh đó theo nhóm lý thuyết kinh tế chính trị, CBTT tự nguyện đặc biệt là thơng tin PTBV còn giúp doanh nghiệp xây dựng hình ảnh, duy trì mối quan hệ tốt đẹp với các bên liên quan, thu hút các nhà đầu tư, các khách hàng quan tâm đến vấn đề môi trường, xã hội… từ đó giúp doanh nghiệp đạt được thành cơng trên thị trường vốn, thị trường hàng hóa... và mang lại lợi ích dài hạn cho doanh nghiệp. Tuy nhiên, theo lý thuyết chi phí liên quan, việc CBTT tự nguyện cũng mang lại nhiều chi phí cho doanh nghiệp như chi phí cơ hội, chi phí bất lợi cạnh tranh và nhiều chi phí trực tiếp khác. Do đó, tác động của CBTT tự nguyện lên giá trị nội tại của doanh nghiệp và giá trị thị trường – biểu hiện của giá trị nội tại vẫn chưa thực sự rõ ràng.
Thứ hai, mặc dù việc CBTT tự nguyện có thể là tín hiệu mà nhà quản lý gửi
tới thị trường, song phản ứng của nhà đầu tư đối với những thơng tin đó cịn phụ thuộc vào nhiều yếu tố như tính kịp thời, tính đáng tin cậy của thơng tin, khả năng xử lý thông tin của nhà đầu tư… Rất nhiều thông tin tự nguyện công bố trên BCTN là thơng tin phi tài chính, khơng được xác thực bởi bên thứ 3, do đó tính tin cậy, kịp thời của những thơng tin này vẫn còn là điều phải xem xét. Một số nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng chất lượng thông tin tự nguyện tại Việt Nam cịn chưa cao. Ví dụ như nghiên cứu của Nguyễn Thị Thanh Loan và cộng sự (2020) đã chỉ ra rằng dự báo KQKD do các CTPTC niêm yết Việt Nam đưa ra thường thiếu chính xác và quá lạc quan. Trong bối cảnh như vậy, phản ứng thận trọng của nhà đầu tư đối với các thông tin tự nguyện do doanh nghiệp cơng bố là điều hồn tồn dễ hiểu.
năm trước và CBTT tự nguyện, cịn có thể bị ảnh hưởng bởi lợi nhuận bất thường của quý 1, quý 2, các thông tin bất thường của doanh nghiệp và cả thông tin chung của nền kinh tế. Mặc dù mơ hình hồi quy đa biến sử dụng trong nghiên cứu này đã kiểm soát các yếu tố nhiễu đó thơng qua việc sử dụng các biến kiểm sốt quan trọng và các biến giả năm và ngành, song cũng khơng thể đảm bảo chắc chắn rằng khơng có biến độc lập nào bị bỏ sót. Bên cạnh đó, hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập cũng có ảnh hưởng nhất định tới kết quả nghiên cứu.
- Trong cả hai mơ hình hồi quy với lợi nhuận bất thường được ước tính dựa trên REaston và REBO, biến BVPS và AE đều có hệ số hồi quy lớn hơn khơng và có ý nghĩa thống kê ở mức 99%. Điều này cho thấy giá trị thị trường của cổ phiếu có mối quan hệ rất chặt trẽ với thơng tin trên báo cáo tài chính của doanh nghiệp. Doanh nghiệp có giá trị sổ sách và lợi nhuận bất thường càng cao thì giá trị thị trường của doanh nghiệp cũng càng cao. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của (Clarkson và cộng sự, 2013; Nguyễn Việt Dũng, 2009; Trương Đông Lộc và Nguyễn Minh Nhật, 2016).
THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM NĨI RIÊNG VÀ CÁC CƠNG TY ĐẠI CHÚNG VIỆT NAM NĨI CHUNG
5.1 Các kết luận rút ra từ nghiên cứu
5.2.1 Thực trạng công bố thông tin tự nguyện tại các cơng ty phi tài chính niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Những năm vừa qua, các cơ quan nhà nước Việt Nam đã thực hiện nhiều biện pháp nhằm minh bạch hóa thơng tin trên TTCK như:
- Ban hành các thông tư hướng dẫn việc CBTT trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cụ thể là thông tư 155/2015/TT-BTC và gần đây nhất là thông tư 96/2020/TT-BTC thay thế cho thông tư 155/2015/TT-BTC. Thông tư 96/2020/TT- BTC được ban hành ngày 16/11/2020 và bắt đầu có hiệu lực thi hành từ ngày