45 4.4 Lựa chọn mơ hình
4.4.1. Lựa chọn giữa Pool và FEM
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mơ hình Pool và FEM
Biến phụ thuộc: chi phí sử dụng vốn WACC
Dự đoán Pool FEM
Constant 19.57a 12.86b 0.00 0.05 LogTA (-) (0.52)b 0.33 0.03 0.62 CAPEX/TA (+) 0.04 0.01 0.24 0.78 TANA/TA (-) (0.02) (0.03) 0.36 0.30 BM (+) (0.01) 0.15 0.97 0.70 BOARDINDEP (-) 0.00 (0.04) 0.67 0.26 LogBOARDSIZE (+) (1.02) 2.35 0.48 0.34
INSIDER (-) (0.03) (0.04) 0.13 0.37 INSTBLOCK (-) (0.03)b (0.03) 0.05 0.40 NONINSTBLOCK (+) (0.02) (0.21)a 0.80 0.01 R2 0.03 0.50 R2 điều chỉnh 0.00 0.38 Prob(F-statistic) 1.31 0.00 Durbin-Watson stat 0.95 1.88 Số quan sát 354 354 Nguồn: tổng hợp từ Eviews a : tương ứng mức ý nghĩa 1% b : tương ứng mức ý nghĩa 5% c : tương ứng mức ý nghĩa 10% Trong đó:
LogTA: logarit tổng tài sản của mỗi doanh nghiệp, dùng để đại diện cho quy mơ doanh nghiệp;
CAPEX/TA : được tính bằng chi tiêu cho vốn/tổng tài sản. Chỉ tiêu này dùng để kiểm sốt lượng chi phí đầu tư dành cho tăng trưởng;
TANA/TA: : được tính bằng tài sản hữu hình dài hạn/tổng TS. Chỉ tiêu này dùng để kiểm sốt tính xác thực hữu hình của TS;
BM: giá trị sổ sách/giá trị thị trường;
BOARDINDEP: tỷ lệ thành viên độc lập không điều hành trong hội đồng quản trị;
LogBOARDSIZE: logarit BOARDSIZE, số lượng thành viên hội đồng quản trị;
INSIDER: tỷ lệ sở hữu cổ phần trong nội bộ INSTBLOCK: tỷ lệ sở hữu cổ phần khối tổ chức
NONINSTBLOCK: tỷ lệ sở hữu cổ phần bên ngồi khơng phải tổ chức WACC: là chi phí sử dụng vốn bình qn.
Kết quả hồi quy theo mơ hình Pool lẫn mơ hình FEM khơng mang nhiều ý nghĩa thống kê. Tiếp đến, luận văn dùng kiểm định F test để chọn ra mơ hình phù hợp hơn giữa Pool và FEM
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định F test
Redundant Fixed Effects Tests Equation: BANG_FIX
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 4.55 (58,286) 0.00
Nguồn: tổng hợp từ Eviews
Kiểm định F test dùng kiểm định mơ hình hồi quy phù hợp hơn giữa mơ hình tác động cố định và mơ hình hồi quy gộp. Kiểm định F test với giả thuyết H0 là không cần thiết xem xét tính chất cá nhân giữa các đơn vị chéo trong mơ hình nghiên cứu. Vì vậy, kết quả kiểm định bác giả thuyết H0 nghĩa là mơ hình FEM – mơ hình xem xét các đặc điểm cá nhân sẽ là mơ hình phù hợp hơn.
Theo kết quả trong bảng 4.6, mơ hình FEM là mơ hình phù hợp hơn mơ hình Pool.
Tiếp theo, luận văn xem xét kết quả hồi quy theo mơ hình tác động ngẫu nhiên REM và lựa chọn mơ hình phù hợp hơn giữa FEM và REM.
4.4.2. Lựa chọn mơ hình phù hợp giữa FEM và REM
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mơ hình FEM và REM
Biến phụ thuộc: Chi phí sử dụng vốn WACC
Dự đoán FEM REM
Constant 12.86b 18.11a
0.05 0.00
LogTA (-) 0.33 (0.18)
0.62 0.59
0.78 0.50 TANA/TA (-) (0.03) (0.03) 0.30 0.30 BM (+) 0.15 0.11 0.70 0.75 BOARDINDEP (-) (0.04) (0.01) 0.26 0.57 LogBOARDSIZE (+) 2.35 0.00 0.34 1.00 INSIDER (-) (0.04) (0.03) 0.37 0.40 INSTBLOCK (-) (0.03) (0.03) 0.40 0.11 NONINSTBLOCK (+) (0.21)a (0.13)a 0.01 0.06 R2 0.50 0.03 R2 điều chỉnh 0.38 0.00 Prob(F-statistic) 0.00 0.43 Durbin-Watson stat 1.88 1.52 Số quan sát 354 354 Nguồn: tổng hợp từ Eviews
a : tương ứng mức ý nghĩa 1% b : tương ứng mức ý nghĩa 5% c : tương ứng mức ý nghĩa 10%
Để kiểm định giữa REM và FEM, mơ hình nào phù hợp hơn, luận văn dùng kiểm định Hausman với giả thuyết H0: khơng có sự khác biệt giữa mơ hình REM và FEM. Kết quả như sau:
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định Hausman test
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: BANG_RANDOM
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq.Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 11.66 9.00 0.23
Nguồn: tổng hợp từ Eviews
Kết quả trong bảng 4.8 cho thấy kiểm định Hausman test đều bác bỏ giả thiết H0, tức là có sự khác biệt trong kết quả ước lượng giữa mơ hình REM và FEM. Và mơ hình tác động cố định FEM trong trường hợp này phù hợp hơn.
Tóm lại, thơng qua các kiểm định F test và Hausman test, luận văn chọn phương pháp tác động cố định FEM để hồi quy mơ hình gốc.
4.5. Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi
4.5.1. Phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi
Mơ hình hồi quy FEM ở bảng 4.4 có mức độ giải thích cao nhưng các ước lượng phần lớn khơng có ý nghĩa thống kê. Việc mâu thuẫn trong kết quả giữa R2 và các t-test các ước lượng là một biểu hiện thường gặp phải khi có hiện tượng phương sai thay đổi. Ngoài ra với mẫu quan sát chỉ gồm 59 doanh nghiệp – đơn vị chéo, thì việc khơng đồng nhất trong đặc điểm của các công ty, từ quy mô cho đến cơ cấu tố chức là điều hiển nhiên và việc tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình nghiên cứu này cũng là tất yếu.
4.5.2. Khắc phục
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng cách dùng ước lượng bình phương bé nhất tổng qt (Generalized least square – GLS) cho mơ hình FEM. Kết quả được báo cáo trong phần tiếp theo.
4.6. Hồi quy tác động cố định giữa chi phí vốn và các biến quản trị doanh nghiệp
BẢNG 4.9 HỒI QUY TÁC ĐỘNG CỐ ĐỊNH GIỮA CHI PHÍ VỐN VÀ CÁC BIẾN QUẢN TRỊ DOANH NGHIỆP
Biến phụ thuộc: chi phí sử dụng vốn WACC
Dự đoán 1 2 3 4
0.00 0.01 0.00 0.00 LogTA (-) (0.57) (0.23) (0.38) (0.16) 0.19 0.61 0.40 0.72 CAPEX/TA (+) (0.01) (0.03) ( 0.02) (0.02) 0.60 0.31 0.51 0.30 TANA/TA (-) (0.04)c (0.05)b (0.04)c (0.05)b 0.07 0.02 0.06 0.04 BM (+) 0.17 0.15 0.04 0.06 0.39 0.48 0.84 0.77 BOARDINDEP (-) (0.03) (0.00) 0.17 0.99 LogBOARDSIZE (+) 3.85a 3.99a 0.01 0.01 INSIDER (-) (0.04) (0.03) 0.16 0.33 INSTBLOCK (-) (0.04)b (0.05 )b 0.03 0.02 NONINSTBLOCK (+) (0.19)a (0.20)a 0.00 0.00 R2 0.82 0.81 0.82 0.83 R2 điều chỉnh 0.79 0.77 0.78 0.80 Prob (F-statistic) 0.00 0.00 0.00 0.00 Durbin-watson stat 1.93 2.03 1.99 2.04
Số quan sát 354 354 354 354
Nguồn: tổng hợp từ Eviews
a : tương ứng mức ý nghĩa 1% b : tương ứng mức ý nghĩa 5% c : tương ứng mức ý nghĩa 10%
Ở cột 1 chạy hồi quy tác động cố định trong đó biến phụ thuộc là chi phí sử dụng vốn bình quân WACC, các biến giải thích bao gồm các biến LogTA, CAPEX/TA, TANA/TA và BM.
Cột thứ 2 chạy hồi quy tác động cố định trong đó biến phụ thuộc là chi phí sử dụng vốn bình qn WACC, các biến giải thích bao gồm các biến LogTA, CAPEX/TA, TANA/TA, BM, BOARDINDEP và LogBOARDSIZE.
Cột thứ 3 chạy hồi quy tác động cố định trong đó biến phụ thuộc là chi phí sử dụng vốn bình quân WACC, các biến giải thích bao gồm các biến LogTA, CAPEX/TA, TANA/TA, BM, INSIDER, INSTBLOCK và NONINSTBLOCK. Ở cột thứ 4 chạy hồi quy tác động cố định trong đó biến phụ thuộc là chi phí sử dụng vốn bình qn WACC, các biến giải thích bao gồm các biến LogTA, CAPEX/TA, TANA/TA, BM, BOARDINDEP, LogBOARDSIZE, INSIDER, INSTBLOCK và NONINSTBLOCK
Kết quả: ước lượng hồi quy chi phí sử dụng vốn trên sự kết hợp của các biến quản trị doanh nghiệp bằng phương pháp GLS gợi ý rằng các biến quản trị
đóng một vai trị quan trọng trong việc giải thích mức độ thay đổi trong chi phí vốn của một doanh nghiệp. Mức độ độc lập của các thành viên hội đồng quản trị (BOARDINDEP) có tương quan âm với chi phí sử dụng vốn bình quân, nghĩa là khi tăng mức độ độc lập sẽ giúp làm giảm chi phí sử dụng vốn bình quân. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Bhagat và Black (2002), Agrawal và Knober (1996).
Số lượng thành viên của hội đồng quản trị (BOARDSIZE) có tương quan dương với chi phí sử dụng vốn bình qn, có nghĩa là khi giảm số lượng thành viên hội đồng quản trị xuống sẽ giúp làm giảm chi vốn của doanh nghiệp, điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Yermack (1996), Eisenberg (1998), Mak and Kusnadi (2005), Hermalin và Wisbach (2003), Lipton và Lorch (1992).
Quyền sở hữu nội bộ (INSIDER) có một mối tương quan âm đối với chi phí vốn trên tất cả các cột của mơ hình, cho thấy sự gia tăng trong tỷ lệ sở hữu cổ phần trong nội bộ (INSIDER) đi liền với sự sụt giảm trong chi phí vốn, tuy nhiên nó khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả cho thấy khi tỷ lệ sở hữu nội bộ tăng 1% sẽ giúp làm giảm chi phí sử dụng vốn bình qn 0.04% (cột 3) hoặc 0.03% (cột 4).
Đối với biến sở hữu thứ hai: tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đơng khối tổ chức (INSTBLOCK) cũng có tương quan âm so với chi phí sử dụng vốn bình quân, nghĩa là sự gia tăng trong tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn khối tổ chức sẽ làm giảm chi phí vốn của doanh nghiệp. Sự hiện diện của các tổ chức tài chính
như cổ đơng lớn làm giảm rủi ro cho các cổ đơng thiểu số bởi vì họ đảm bảo rằng dịng tiền khơng đi chệch hướng, và vốn được sử dụng một cách tối ưu để tối đa hóa tài sản của cổ đơng. Kết quả cho thấy khi tỷ lệ sở hữu khối tổ chức tăng 1% thì sẽ giúp làm giảm chi phí sử dụng vốn bình quân 0.04% hoặc 0.05% (ở cột 3 và cột 4) với mức ý nghĩa 97% và 98%.
Đối với biến sở hữu thứ ba: tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông không phải khối tổ chức (NONINSTBLOCK) khơng giống như dự đốn trước đây, tỷ lệ sở hữu này cũng có tương quan âm đối với chi phí sử dụng vốn bình qn. Theo như kết quả hồi quy cho thấy khi tỷ lệ sở hữu này tăng 1% sẽ giúp làm giảm chi phí sử dụng vốn bình qn 0.19% hoặc 0.20% (ở cột 3 và cột 4) với mức ý nghĩa cao.
Đối với nhóm biến kiểm soát của doanh nghiệp: quy mô của doanh nghiệp được đại diện bởi Log(TA) có tương quan âm với WACC, điều này nghĩa là quy mô doanh nghiệp càng lớn thì chi phí sử dụng vốn càng thấp. Tính hữu hình của tài sản (TANA/TA) cũng có tương quan âm với WACC. Hệ số giá trị sổ sách so với giá trị thị trường của cổ phần (BM) có tương quan dương với WACC, điều này phù hợp với những dự đoán trước đây. Khác với các biến trên, chi đầu tư dành cho tăng trưởng (CAPEX/TA) lại khác với dự đốn trước đây, CAPEX/TA có tương quan âm so với WACC, nghĩa là chi đầu tư càng nhiều sẽ WACC sẽ càng giảm. Trong các biến kiểm sốt trên chỉ có TANA/TA là có ý nghĩa thống kê ở tất cả các cột trong bảng 4.9.
5. KẾT LUẬN
Bài viết này sử dụng một mẫu bao gồm 59 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh trong khoảng thời gian từ năm 2007 đến năm 2012, một khoảng thời gian tương đối đủ dài để có thể ghi nhận các thay đổi trong quản trị cấp độ doanh nghiệp. Mục đích chính của luận văn này là xem xét vai trò tạo ra giá trị của quản trị doanh nghiệp thơng qua việc làm giảm chi phí vốn của doanh nghiệp. Sự thay đổi trong cơ chế quản trị doanh nghiệp đóng một vai trò quan trọng trong việc giải thích sự thay đổi trong chi phí vốn của doanh nghiệp.
Kết quả thực nghiệm phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây cho thấy rằng quyền sở hữu lớn hơn trong nội bộ doanh nghiệp, sự hiện diện của cổ đông khối tổ chức, số thành viên hội đồng quản trị ít đi và gia tăng sự độc lập trong hội đồng quản trị tất cả đều làm giảm thiểu rủi ro nhận thức và mức độ thông tin bất đối xứng của một doanh nghiệp, từ đó dẫn các nhà đầu tư yêu cầu mức tỷ suất sinh lợi thấp hơn, đồng nghĩa với giảm chi phí sử dụng vốn cổ phần của doanh nghiệp và làm gia tăng giá trị của doanh nghiệp. Điều này nêu bật vai trò quan trọng của quản trị doanh nghiệp trong việc tạo ra giá trị cho cổ đông.
Luận văn còn một số hạn chế như mẫu nghiên cứu có quy mơ nhỏ, chưa đo lường nhiều đặc điểm khác của quản trị doanh nghiệp tác động đến chi phí vốn như thế nào. Với một dữ liệu nghiên cứu đủ lớn cũng như một chỉ số đo
lường quản trị doanh nghiệp đầy đủ hơn thì mơ hình nghiên cứu hứa hẹn sẽ mang lại nhiều kết quả thú vị.
TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC TÀI LIỆU BẰNG TIẾNG ANH:
Agrawal, A. and C.R. Knoeber, 1996, “Firm Performance and
Mechanisms to Control Agency Problems Between Managers and Shareholders,” Journal of Financial and Quantitative Analysis 31, 377-397.
Anderson, R., Mansi, S. and D. Reeb, 2004, “Board Characteristics,
Accounting Report Integrity, and the Cost of Debt,” Journal of Accounting and Economics 37, 315-342
Ashbaugh, H., Collins, D.W. and R. LaFond, 2005, “Corporate
Governance and the Cost of Equity Capital,” Working Paper, University of Iowa
Bhagat, S. and B. Black, 2002, “Board Independence and Long-Term
Performance,” Journal of Corporation Law 27, 231-273
Bhojraj, S. and P. Sengupta, 2003, “Effect of Corporate Governance on
Bond Ratings and Yields: The Role of Institutional Investors and Outside Directors,” Journal of Business 76, 455-475
Black, B., Jang, H. and W. Kim, 2006, “Does Corporate Governance
Affect Firm’s Market Values? Evidence from Korea,” Working paper, Stanford Law School.
Botosan, C., 1997, “Disclosure Level on the Cost of Equity Capital,”
Accounting Review 72, 323-349.
Botosan, C. and M. Plumlee, 2002, “A Re-Examination of Disclosure
Level and the Expected Cost of Equity Capital,” Journal of Accounting Research 40, 21-40.
Chen, K., Chen, Z. and K.Wei, 2009, “Legal Protection of Investors,
Corporate Governance and the Cost of Equity Capital,” Journal of Corporate Finance 15, 273-289
Claessens, S., Djankov, S., Fan, J. and, L. Lang, 2002, “Disentangling
The Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings,” Journal of
Finance 57, 2741.2771.
Cremers, M. and V. Nair,. 2004, “Governance Mechanisms and Equity
Prices,” Journal of Finance 60, 2859-2894
Dalton, CM & Dalton, D.R 2005, “Board of directors: Utilizing
empirical evidence in developing Practical Prescriptions”, British Journal of Management, vol 16.
Demsetz, H. and B. Villalonga, 2001, “Ownership Structure and
Corporate Performance,” Journal of Corporate Finance 7, 209-233
Durnev, A. and E. Kim, 2005, “To Steal or not to Steal: Firm Attributes,
Legal Environment and Valuation,” Journal of Finance 60, 1461-1493.
Easley, D. and M. O’Hara, 2004, “Information and the Cost of Capital,”
Journal of Finance 59, 1553-1583
Eisenberg, T., Sundgren, S. and M. Wells, 1998, “Larger Board Size and
Decreasing Firm Value in Small Firms,” Journal of Financial Economics 48, 35-54
Gompers, P. Ishii, J. and A. Metrick, 2003, “Corporate Governance and
Equity Prices,” Quarterly Journal of Economics 118, 107-155
Hermalin B E and Weisbach M S (2003), “Boards of Directors as an
Endogenously Determined Institution: A Survey of the Economic Literature”, FRBNY Economic Policy Review, April, pp. 7-26
Himmelberg, C., Hubbard, R. and D. Palia, 1999, “Understanding the
Determinants of Managerial Ownership and the Link between Ownership and Performance,” Journal of Financial Economics 53, 353-.384
Jensen M C and Meckling W (1976), “Theory of the Firm: Managerial
Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, Vol. 3, No. 4, pp. 305-360.
Jiraporn, P., Kim, J-C., Kim, Y.S., 2011, “Dividend Payouts and
Corporate Governance Quality: An Empirical Investigation”, Financial Review, Vol. 46, Issue 2, pp. 251-279, 2011
Johnson, S., Boone, P., Breach, A. and E. Friedman, 2000, “Corporate
Governance in the Asian Financial Crisis, 1997-98,” Journal of Financial Economics 58, 141-186
Klock, M., Mansi, S. and W. Maxwell, 2005, “Does Corporate
Governance Matter to Bondholders?” Journal of Financial and Quantitative Analysis 40, 693-719.
La Porta, R., Lopez-De-Silanes, F. and A. Shleifer, 2002, “Investor
Protection and Corporate Valuation,” Journal of Finance 57, 1147-1170
Lipton, M. & Lorsch, J. W. 1992, “A Modest Proposal for Improved
Corporate Governance”, Business Lawyer, vol. 48, no. 1, pp. 59-77.
Mansourinia, E., Emamgholipour, M., Rekabdarkolaei, E.A., Hozoori,
M., 2013, “The Effect of Board Size, Board Independence and CEO Duality on Dividend Policy of Companies: Evidence from Tehran Stock Exchange, International Journal of Economy”, Management and Social Sciences
Mak, Y. and Y. Kusnadi, 2005, “Size Really Matters: Further Evidence
on the Negative Relationship between Board Size and Firm Value,” Pacific Basin Finance Journal 13, 301-318.
McConnell, J. and H. Servaes, 1995, “Equity Ownership and the Two
Faces of Debt,” Journal of Financial Economics 39, 131-157
Peter Kien Pham, Jo-Ann Suchard, and Jason Zein, 2012, “Coporate
governance and the cost of capical, evidence from Australian companies”,
Journal Of Applied Corporate Financial,84-90
Sengupta, P., 1998, “Corporate Disclosure Quality and the Cost Of Debt,”
Accounting Review 73, 459-474.
Shleifer, A., and R. Vishny., 1986 “Large Shareholders and Corporate
Control.” Journal of Political Economy, vol 94, 461-488.