4.3 Kết quả hồi quy: 39
4.3.4 Kết quả nội sinh cơ cấu sở hữu: 54
Sau khi đã khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, kết quả hồi quy ghi nhận được LMSH có tương quan dương đến Q. Tuy nhiên, số liệu thực tế cho thấy khi sở hữu quản lý tăng Q có chiều hướng giảm. Roodman (2009) đã có lưu ý rằng những ước lượng mà khơng thừa nhận nội sinh tiềm ẩn giữa biến độc lập và biến phụ thuộc thì chúng có thể tạo ra hệ số hồi quy sai lệch nghiêm trọng. Nhiều nghiên cứu cũng đã thừa nhận hiện tượng nội sinh cơ cấu sở hữu: Demsetz & Villalonga (2001), Alonso Bonis & Andres Alonso (2007), Kaserer and Moldenhauer (2007), Jaafar & El-shawa (2009) Isik & Soykan (2013)... Tác giả sử dụng phương pháp GMM hệ thống nhằm khắc phục hiện tượng nêu trên.
GMM có Difference GMM (GMM sai phân) và System GMM (GMM hệ thống). GMM hệ thống phát triển bởi Arellano & Bover (1995) và Blundell & Bond (1998) là một công cụ thường được sử dụng để xử lý các vấn đề nội sinh xuất phát từ tính không đồng nhất của những dữ liệu không quan sát được, quan hệ nhân quả, ảnh hưởng của kết quả kinh doanh quá khứ (Blundell & Bond,1998; Villalonga & Amit,
2006; Guney et al., 2006; Wintoki et al., 2012). Đó là một phép hồi quy để kiểm định tính bền vững của lý thuyết.
Thông thường, người ta sử dụng dữ liệu độ trễ để nắm bắt được tác động của quá khứ đến dữ liệu hiện tại (Glen et al., 2001; Gschwandtner, 2005; Wintoki et al, 2012). Độ trễ của kết quả hoạt động kinh doanh trong mơ hình đóng vai trị là biến kiểm sốt trong phương trình hồi quy.
Với cỡ mẫu khơng lớn (N=125 cơng ty, T=5 năm) mơ hình được tính bằng GMM hệ thống 2 bước (Windmeijer, 2005; Ozcan Isik & M. Erkan Soykan, 2013).
Trong các kết quả hồi quy thì LMSH có tác động mạnh và có ý nghĩa thống kê đến Q hơn so với LSH5 và bản thân Q cũng có tác động mạnh đến LMSH (tác động khơng có ý nghĩa thống kê đối với LSH5). Vì vậy, khi xem xét hiện tượng nội sinh cơ cấu sở hữu tác giả sử dụng biến LMSH để nghiên cứu (Demsetz & Villalonga, 2001).
Một vấn đề thường gặp phải khi ứng dụng mơ hình GMM để ước lượng đó là vấn đề về sử dụng nhiều biến cơng cụ. Roodman (2009) chỉ ra nhiều vấn đề bắt nguồn từ việc sử dụng quá nhiều biến công cụ. Kiểm định tự tương quan của phần dư để kiểm định tính phù hợp của các biến cơng cụ. Ở kiểm định AR(1) Pr > z = 0.001 phần dư có tương quan bậc 1. Tuy nhiên, kiểm định AR(2) Pr > z = 0.076 đưa đến khơng có tương quan bậc 2 ở phần dư.
Buam (2006) cho rằng kiểm định Hansen J-test thì được sử dụng phổ biến trong ước lượng GMM để đánh giá sự phù hợp của mơ hình. Kiểm định Hasen J-statistic, với giả thiết Ho:đặc điểm mơ hình chính xác và ràng buộc quá mức là hợp lệ, nghĩa là tính hợp lệ của biến công cụ (Baum, 2006). P > Chi2 = 0.234 cho thấy rằng mơ hình có cơng cụ phù hợp. Bên cạnh đó, để đánh giá tính hợp lý của các tập con của công cụ sử dụng kiểm định sai phân bằng Hansen test với giả thiết Ho là những biến đã xác định là cơng cụ thích hợp, nghĩa là tập hợp các biến cơng cụ là ngoại sinh. P
> Chi2 = 0.141 khơng có đủ bằng chứng để bác bỏ giả thiết Ho tính ngoại sinh của
bất kỳ biến GMM công cụ đã sử dụng, nghĩa là mức ý nghĩa và sai phân của biến cơng cụ cũng như tính hợp lý của biến công cụ là phù hợp.
Kết quả hồi quy thể hiện mối tương quan cùng chiều giữa Q với biến Q(-1) với mức ý nghĩa 1%; tương quan ngược chiều với các biến LMSH, LMSH2, DEBT_A với mức ý nghĩa 5% và FIX_S với mức ý nghĩa 10%.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy gmm hệ thống
Biến phụ thuộc Q – Kết quả hoạt động
q Coef. (t) t P>|t| _cons 0.3974 1.42 0.1570 q(-1) 0.4287*** 8.24 0.0000 lmsh -0.3459** -2.51 0.0130 lmsh2 -0.0354** -2.16 0.0330 lsh5 0.0919 1.49 0.1380 gae_s -0.6815 -1.07 0.2850 se_s 0.8225 0.77 0.4450 fix_s -0.0989* -1.85 0.0670 debt_a -0.5293** -2.30 0.0230 cr4 -0.0298 -0.94 0.3490 Number of obs 500 Number of groups 125 Number of instruments 22
F- test of joint significance F(9, 124) = 17.53
Ho: Independent variables are jointly equal to zero Prob > F = 0.000
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences Z = -3.23
H0: There is no first-order serial correlation in residuals Pr > z = 0.001
Arellano-Bond test for AR(2) in first differences Z = -1.78
Ho: There is no second-order serial correlation in residuals Pr > z = 0.076
Hansen J-test of overidentifying restrictions
H0: Model specification is correct and all overidentifying Chi2(12) = 15.13
restrictions (all overidentified instruments) are correct (exogenous) Prob > chi2 = 0.234
Difference-in-Hansen tests of exogeneity of GMM instrument subsets: Hansen test excluding SGMM instruments (i.e. the differenced instruments) Chi2(2) = 3.92
H0: GMM differenced-instruments are exogenous Prob > chi2 = 0.141
Difference-in-Hansen tests of exogeneity of GMM instrument subsets: Chi2(10) = 11.21
H0: system-GMM instruments are exogenous and they increase Hansen J-test Prob > chi2 = 0.341
Difference-in-Hansen tests of exogeneity of standard “IV” instrument subsets: Chi2(11) = 15.05
H0: GMM instruments without ”IV” instruments are exogenous Prob > chi2 = 0.180
Difference-in-Hansen tests of exogeneity of standard “IV” instrument subsets: Chi2(1) = 0.08
H0: Standard “IV” instruments are exogenous and they increase Hansen J-test Prob > chi2 = 0.775
Ghi chú: Bảng 4.10 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp GMM hệ thống.
- Theo lý thuyết thì trong doanh nghiệp có cơ hội phát triển cao, nhà quản lý có khuynh hướng sẽ tăng tỷ lệ nắm giữ cổ phần của mình; ngược lại, khuynh hướng giảm tỷ lệ nắm giữ nếu doanh nghiệp có cơ hội phát triển thấp. Tuy nhiên, kết quả hồi quy thì LMSH tác động ngược chiều lên biến Q với hệ số là -0.3459 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số này cho thấy khi tỷ lệ sở hữu của cổ đông quản lý LMSH tăng (giảm) 1% thì Q trung bình giảm (tăng) 0.3459/100 đơn vị khi các yếu tố khác không đổi. Mối tương quan này trái ngược với lý thuyết người đại diện, với toàn bộ mẫu trong mơ hình FEM nhưng phù hợp với giả thiết về sự ngăn chặn (entrenchment effect) cho rằng tương quan âm vì tỷ trọng sở hữu lớn của nhà quản trị ngăn chặn việc kiểm sốt cơng ty từ thị trường (các bên có quan tâm). Cổ đơng quan tâm đến việc tối đa hóa giá trị doanh nghiệp, trong khi mục tiêu của các quản lý có thể là củng cố lợi ích riêng, an tồn cơng việc cũng như uy tín cá nhân (Mishari et al., 2012). Và tương đồng với các nghiên cứu của Demsetz, 1983; Shleifer and Vishny, 1989; Charrreaux, 1997. Ngoài ra, một lời giải thích cho tác động âm đến kết quả hoạt động kinh doanh là những cổ đông lớn gây áp lực với nhà quản lý, buộc họ không mở rộng hoạt động vào những dự án có giá trị hiện tại rịng dương. Nhà quản lý hành động vì lợi ích của các cổ đơng lớn, nếu không họ sẽ bị mất việc. Do đó, những nhà quản lý và cổ đơng lớn theo đuổi những hoạt động nhằm tối đa hóa lợi ích cá nhân (Shleifer & Vishny, 1986; La Porta et al., 1999). Thực tế, thị trường chứng khốn Việt Nam cổ đơng quản lý (chiếm 31.72% sở hữu – theo mẫu năm 2013) đa phần là thành viên hội đồng quản trị, lợi ích của họ thường hướng về một nhóm người. Kết quả cho thấy hiệu ứng ngăn chặn mạnh hơn hiệu ứng hội tụ ở thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn thực hiện nghiên cứu.
- Biến LMSH2 tác động ngược chiều lên biến Q với hệ số là -0.0354 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số này cho thấy khi tỷ lệ sở hữu của cổ đơng quản lý bình phương LMSH2 tăng (giảm) 1% thì Q trung bình giảm (tăng) 0.0354/100 đơn vị khi các yếu tố khác không đổi. Trong trường hợp càng gia tăng sở hữu của nhà quản lý thì hiệu ứng ngăn chặn lại càng tăng, kết quả hoạt động kinh doanh giảm.
- Biến DEBT_A tác động ngược chiều lên biến Q với hệ số là -0.5293 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số này cho thấy khi tỷ lệ nợ trên tổng tài sản DEBT_A tăng (giảm) 1 đơn vị thì Q giảm (tăng) 0.5293 đơn vị khi các yếu tố khác không đổi. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Lu (2004), Chen et al. (2005), Chang (2007), Wahla et al. (2012).
- Biến FIX_S tác động ngược chiều lên biến Q với hệ số là 0.0989 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Hệ số này cho thấy khi tỷ lệ tài sản cố định trên doanh thu FIX_S tăng (giảm) 1 đơn vị thì Q giảm (tăng) 0.0989 đơn vị khi các yếu tố khác không đổi.
- Biến Q(-1) tác động cùng chiều lên biến Q với hệ số là 0.4287 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả hoạt động kinh doanh năm trước là nền tảng của năm sau. Hệ số này cho thấy khi kết quả kinh doanh của năm trước Q(- 1) tăng (giảm) 1 đơn vị thì Q tăng (giảm) 0.4287 đơn vị khi các yếu tố khác không đổi.
9 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Chương này trình bày tổng kết những kết luận quan trọng của đề tài nghiên cứu và xem xét những hạn chế của đề tài. Đồng thời tác giả đề xuất các hướng
nghiên cứu mở rộng và chuyên sâu hơn.
Bài nghiên cứu dựa trên dữ liệu của 125 công ty niêm yết trong giai đoạn 2009 – 2013 để xem xét mối quan hệ giữa cơ cấu sở hữu và kết quả hoạt động kinh doanh, tìm hiểu xem cơ cấu sở hữu tập trung cùng sở hữu của nhà quản lý tác động như thế nào đến kết quả hoạt động kinh doanh. Khuyến cáo nhà đầu tư và quản lý nhận thức tầm quan trọng của cơ cấu sở hữu để tạo ra giá trị doanh nghiệp tốt hơn. Đồng thời đưa ra nhận định đối với nhà đầu tư khi chọn lựa loại công ty. Và cuối cùng là khắc phục hiện tượng nội sinh cơ cấu sở hữu bằng cách sử dụng phương pháp GMM hệ thống.