Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Đo lường mức chấp nhận rủi ro tương ứng với suất sinh lợi mục tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng được chi phối bởi cổ đông lớn

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN DUY LUÂN

ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG

VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI

KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐÔNG LỚN

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - 2019

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN DUY LUÂN

ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG

VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI

KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐÔNG LỚN

Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

TP. HỒ CHÍ MINH - 2019

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng Luận văn nghiên cứu “Đo lường mức chấp nhận rủi ro

tương ứng với suất sinh lợi mục tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng được chi phối bởi cổ

đông lớn” là công trình nghiên cứu của riêng tôi với sự hỗ trợ của Giảng viên

hướng dẫn là PGS. TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang. Nội dung của bài luận văn có

tham khảo và sử dụng dữ liệu, thông tin được đăng tải trên các tài liệu bằng Tiếng

Anh, Tiếng Việt và các trang Web theo danh mục tài liệu tham khảo.

TP.HCM, ngày 20 tháng 02 năm 2019

Tác giả

NGUYỄN DUY LUÂN

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

TÓM TẮT

ABSTRACT

CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI ..................................................................... 1

1.1 Lý do nghiên cứu của đề tài. .................................................................... 1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu ................................................................................. 2

1.3 Đối tượng nghiên cứu ............................................................................... 2

1.4 Phương pháp nghiên cứu ......................................................................... 3

1.5 Ý nghĩa của bài nghiên cứu ...................................................................... 3

1.6 Bố cục của đề tài ....................................................................................... 3

CHƯƠNG II: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT ......................................................... 5

2.1 Các lý thuyết tài chính hiện đại ............................................................... 5

2.1.1 Lý thuyết mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) ............................. 5

2.1.2 Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) ..................................... 6

2.2 Lý thuyết tài chính hành vi ...................................................................... 7

2.2.1 Hành vi không hợp lý ........................................................................ 8

2.2.2 Tự tin quá mức................................................................................... 8

2.2.3 Lệch lạc do tình huống điển hình ...................................................... 8

2.2.4 Lý thuyết triển vọng........................................................................... 9

2.3 Các nghiên cứu quốc tế về mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro. ... 11

2.4 Mối quan hệ giữa rủi ro – suất sinh lợi và bản chất của cổ đông lớn. . 17

2.5 Các giả thiết trong mô hình nghiên cứu. ............................................... 18

CHƯƠNG III: DỮ LIỆU, MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU. . 19

3.1 Dữ liệu nghiên cứu.................................................................................. 19

3.2 Mô hình nghiên cứu................................................................................ 20

3.3 Mô tả các biến ......................................................................................... 21

CHƯƠNG IV: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ......................................................... 27

4.1 Thống kê mô tả biến ............................................................................... 27

4.1.1 Thống kê mô tả tổng quan ............................................................... 27

4.1.2 Thống kê mô tả theo bản chất sở hữu ............................................. 29

4.2 Kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến số ..................................... 30

4.3 Kiểm tra t-test các nhóm cổ đông thuộc bản chất sở hữu .................... 33

4.4 Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM ..................................... 35

4.4.1. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM cho toàn bộ mẫu thu .......................................................................................................... 36 thập

4.4.2. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM phân nhóm theo bản chất sở hữu của cổ đông lớn. ........................................................................ 44

5.1 Kết luận ................................................................................................... 49

5.2 Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo ............................... 49

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

APT Mô hình lý thuyết định giá kinh doanh chênh lệch giá

Mô hình định giá tài sản vốn CAPM

Mô hình hồi quy ước lượng Generalized Method of Moments GMM

Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HNX

Sở giao dịch chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh HOSE

Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản ROA

Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ROE

Ủy ban chứng khoán nhà nước UBCKNN

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt các biến trong mô hình ..................................................... 23

Bảng 3.2: Bảng kỳ vọng về dấu của biến tác động ................................................. 24 Bảng 4.1: Thống kê mô tả...................................................................................... 27

Bảng 4.2: Thống kê mô tả theo bản chất sở hữu..................................................... 29

Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan ...................................................................... 31

Bảng 4.4: Bảng tổng hợp kiểm tra t-test phân loại theo nhóm sở hữu..................... 35

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mô hình GMM cho toàn bộ mẫu .................................. 36

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 1 ................................ 41

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 2 ................................ 41

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định biến công cụ............................................................. 42

Bảng 4.9: Kết quả tổng hồi hồi quy theo mô hình GMM ....................................... 42

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình GMM phân nhóm theo bản chất sở hữu của cổ

đông lớn ................................................................................................................ 45

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa mức độ chấp nhận rủi ro và hiệu

quả hoạt động của doanh nghiệp cho các ví dụ tại các doanh nghiệp niêm yết trên

sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2017. Tác giả tìm

kiếm mối liên hệ giữa hai quan điểm chấp nhận rủi ro khi kỳ vọng thấp hơn mức

sinh lợi mục tiêu và kỳ vọng vượt ngưỡng sinh lợi mục tiêu.

Tác giả xem xét mô hình thể hiện mối quan hệ giữa các biến số rủi ro, suất sinh lợi,

biến giả về sở hữu (cá nhân và tổ chức), đòn bẩy, quy mô, tốc độ tăng trưởng và kỳ

khủng hoảng và dùng phương pháp hồi quy GMM, các kiểm định Hansen, AR1,

AR2 để đo lường mô hình.

Như vậy, thông qua mô hình bài nghiên cứu đã thể hiện được các dữ liệu có ý nghĩa

về mặt dự báo. Cùng với việc phân tích cụ thể đối với một số doanh nghiệp thực tế

được niêm yết, tác giả đưa ra bằng chứng thực nghiệm đem lại góc nhìn cụ thể hơn

về mô hình dự báo khi áp dụng thực tiễn.

Từ khóa: Rủi ro, lý thuyết triển vọng, cổ đông lớn.

ABSTRACT

This research analyzes the relationship between risk-taking and firms performance

for examples in firms listed on Viet Nam stock exchange from 2007 to 2017. The

author looks for the relationship between two perspectives of risk-taking when

investors’ expectation is lower than the target profitability level and expectation of

exceeding the target profit threshold. The author examines the model showing the

relationship between risk variables, profitability, dummy variables of ownership

(individuals and institutions), leverage, firm size, growth rate and crisis period.

Using GMM regression method, Hansen, AR1, AR2 test to measure this model.

Thus, through the research model, it is possible to show significant predictive data.

Along with the specific analysis for some actually listed firms, the author provides

empirical evidence that gives a more specific perspective on the forecasting model

when the practical application.

Keywords: Risk, prospect theory, major shareholders.

CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

1.1 Lý do nghiên cứu của đề tài.

Mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động và mức độ chấp nhận rủi ro của doanh nghiệp

là một đề tài phổ biến và được trao đổi sôi nổi trên các ấn phẩm tài chính quốc tế và

trong nước.Tuy nhiên việc giải thích mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động và rủi ro

phần lớn đứng trên góc độ lý thuyết truyền thống về đánh đổi rủi ro là mô hình

CAPM được giới thiệu bởi Treynor (1962); Sharpe (1964) nghiên cứu lý thuyết tài

chính về mối quan hệ tuyến tính khi doanh nghiệp luôn đòi hỏi suất sinh lợi cao

tương ứng với rủi ro và mô hình CAPM được phát triển trên các góc độ khác không

bao gồm giả định về sự tồn tại của tài sản phi rủi ro là zero-beta CAPM được

nghiên cứu bởi Fisher Black (1972).

Mặc dù các nhà nghiên cứu luôn cố gắng tìm kiếm quy luật chung của nền kinh tế

để giải thích các sự kiện kinh tế, những sự kiện được xác định kết hợp bởi các biến

ảnh hưởng về tâm lý để phản ánh mô tả đúng những dữ liệu tài chính cho việc ra

quyết định. Tâm lý học được đưa vào các nghiên cứu về tài chính trong thời gian

gần đây và phát triển nhanh chóng để tìm hiểu các thức và hành vi của con người

ảnh hưởng đến các quyết định của nhà đầu tư trên thị trường tài chính, giải thích các

biến số tài chính thông qua các các ảnh hưởng của tâm lý trong việc ra quyết định.

Cùng với những áp lực mục tiêu về kết quả hoạt động trong bối cảnh cạnh tranh gay

gắt như hiện nay, các doanh nghiệp có khuynh hướng đánh đổi nhiều rủi ro hơn để

đạt được mục tiêu đã đề ra.

Nghiên cứu về rủi ro và suất sinh lợi đã được rất nhiều tác giả thực hiện ở Việt Nam

và trên thế giới, nhưng việc áp dụng tâm lý hành vi để giải thích các sự kiện kinh tế

vẫn chưa được nghiên cứu rộng rãi, đây là một hướng đi mới để xác định tác động

của tâm lý nhà đầu tư khi đưa ra các quyết định tài chính. Bên cạnh đó, lý thuyết

triển vọng sẽ giải thích đầy đủ việc ra quyết định trong điều kiện có rủi ro dựa trên

bằng chứng thực nghiệm của những hành vi trái ngược với lý thuyết hữu dụng kỳ

vọng. Tại Việt Nam, mô hình sở hữu và quản trị tại các công ty niêm yết khá tương

đồng với các nước trong khu vực và các nước trong nền kinh tế mới nổi, các thông

tin được công bố còn hạn chế về thông tin, tính sai lệch trong thông tin, tỷ lệ sở hữu

phần lớn bị chi phối và hạn chế giao dịch tại các doanh nghiệp sở hữu bởi cá nhân

hoặc gia đình. Nhiều công ty quản lý quỹ ra đời và phát triển mạnh mẽ từ năm 2013

cùng với lộ trình cổ phần hóa và thoái vốn của các doanh nghiệp được sở hữu phần

lớn bởi nhà nước làm cho tính sở hữu dần thay đổi. Để làm rõ hơn vấn đề này, tác

giả chọn đề tài “Đo lường mức chấp nhận rủi ro tương ứng với suất sinh lợi mục

tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng được chi phối bởi cổ đông lớn” làm đề tài nghiên cứu

cho luận văn cao học để tiếp cận lý thuyết tài chính trên góc nhìn tương đối về tâm

lý học hành vi.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Đề tài nghiên cứu ngưỡng chấp nhận rủi ro thông qua các biến số đánh giá hiệu quả

hoạt động của doanh nghiệp để xem xét hành vi tìm kiếm rủi ro hay e ngại rủi ro

của cổ đông lớn công ty, việc đưa ra quyết định phụ thuộc vào mục tiêu, kỳ vọng

hay một mốc tham chiếu cụ thể trong chiến lược ngắn và dài hạn của doanh nghiệp.

Thông qua mô hình với giả định mối quan hệ giữa rủi ro và suất sinh lợi có dạng

hình chữ U, mô hình mô tả bản chất của độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi

điểm (được kiểm tra thông qua các thực nghiệm phức tạp) trên quan điểm e ngại tổn

thất.

Mục tiêu nghiên cứu hướng đến giải quyết các câu hỏi về:

 Liệu có mối liên hệ phi tuyến tính giữa rủi ro và suất sinh lợi trong doanh

nghiệp?

 Tác động khác nhau của các quyết định trên bản chất sở hữu bởi cá nhân hay

tổ chức trong việc chấp nhận rủi ro không?

1.3 Đối tượng nghiên cứu

Mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro được kiểm định dựa trên số liệu tài chính

của 248 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai

đoạn từ năm 2007 đến năm 2017. Tác giả xem xét giai đoạn này để tính đến tác

động của kỳ khủng hoảng kinh tế ảnh hưởng đến mối quan hệ giữa suất sinh lợi và

rủi ro với sự kiện kinh tế nổi bật ảnh hưởng đến thị trường tài chính năm năm 2011

và 2012: tăng trưởng tín dụng thấp nhất 20 năm (mức 5,03%), lạm phát tăng cao,

nợ xấu.

1.4 Phương pháp nghiên cứu

Đề tài nghiên cứu được sự hỗ trợ của phần mềm Stata 12 để ước lượng mô hình dựa

trên ước lượng GMM để mô tả chuỗi tương quan bậc hai trong kỳ sai sót và tính

hiệu lực của công cụ đo lường, tính phù hợp của công cụ đo lường được ước lượng

thông qua kiểm định Hansen của ràng buộc xác định quá mức và là mấu chốt phù

hợp để lựa chọn công cụ. Tác giả chạy mô hình kiểm định AR1 và AR2 để làm rõ

sai sót trong hồi quy không cho phép từ chuỗi tương quan bậc hai bởi vì việc xác

định mô hình làm cho sự tồn tại chuỗi tương quan bậc 1.

Trong bài nghiên cứu, tác giả phân loại các quan sát thành 2 loại: Những quan sát

dựa trên bản chất sở hữu của cổ đông lớn là cá nhân hoặc gia đình và nhà đầu tư tổ

chức để đưa ra mô hình dự báo phù hợp và chính xác nhất về ngưỡng chấp nhận rủi

ro trong việc đưa ra quyết định.

1.5 Ý nghĩa của bài nghiên cứu

Bài luận văn được thực hiện dựa trên sự tìm kiếm các bằng chứng thực nghiệm cho

mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro trong từng thời kỳ phát triển của nền kinh tế

Việt Nam. Qua đó mở rộng phạm vi lý thuyết áp dụng tâm lý học vào tài chính giúp

các doanh nghiệp, nhà tài trợ, nhà đầu tư nhìn nhận có cơ sở trong việc ra quyết

định và thiết lập mục tiêu cho doanh nghiệp cũng như quyết định phân bổ tài sản

trong các quyết định đầu tư một cách hiệu quả.

1.6 Bố cục của đề tài

Đề tài ngiên cứu gồm 5 chương:

Chương 1: Giới thiệu đề tài .Trong chương này tác giả trình bày lý do nghiên cứu;

mục tiêu nghiên cứu; ý nghĩa của bài nghiên cứu; tổng quan về phương pháp nghiên

cứ và bố cục của bài nghiên cứu.

Chương 2: Tổng quan lý thuyết. Trong chương này tác giả tóm tắt các lý thuyết nền

tảng về suất sinh lợi và rủi ro, lý thuyết hành vi áp dụng trong tài chính. Lựa chọn lý

thuyết triển vọng cho đề tài nghiên cứu.

Chương 3: Dữ liệu, mô hình và phương pháp nghiên cứu. Chương này tác giả trình

bày phương pháp nghiên cứu, các thu thập dữ liệu, định nghĩa các biến, giải thích

cách lựa chọn các biến và trình bày mô hình ước lượng GMM được sử dụng trong

bài nghiên cứu.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu. Trong chương này tác giả trình bày kết quả nghiên

cứu và đưa các các phân tích đánh giá về kết quả nghiên cứu. Từ đó kiểm định các

giả thiết nghiên cứu đã đặt ra và kiểm chứng với mẫu kiểm định thực tế. Tác giả

phân nhóm tác động sở hữu bởi cổ đông lớn để xem xét hành vi tác động của từng

nhóm riêng biệt

Chương 5: Kết luận. Trên các kết quả nghiên cứu đã phân tích ở trên, trong chương

này tác giả rút ra kết luận về mối liên hệ giữa rủi ro và suất sinh lợi của doanh

nghiệp và nhận định về mức độ chấp nhận rủi ro tại mức sinh lợi mục tiêu. Và tác

giả nêu lên những giới hạn trong bài nghiên cứu và các hướng mở rộng nghiên cứu

trong tương lai ở Việt Nam.

CHƯƠNG II: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

2.1 Các lý thuyết tài chính hiện đại

2.1.1 Lý thuyết mô hình định giá tài sản vốn (CAPM)

Mô hình CAPM được coi là nguồn gốc của lý thuyết tài chính hiện đại, nguồn gốc

từ lý thuyết danh mục thị trường đã làm thay đổi hoàn toàn các nhận định trước đây

của nhà đầu tư về chứng khoán. Mô hình CAPM được xây dựng bởi Lintner và

Sharpe trên nền tảng về lý thuyết đa dạng hóa danh mục đầu tư hiện đại được

nghiên cứu bởi Mazkowitz. Hiện nay lý thuyết này được sử dụng rộng rãi để đo

lường hiệu quả danh mục đầu tư, đánh giá từng chứng khoán riêng biệt và thực hiện

các quyết định đầu tư.

Các giả định của mô hình CAPM:

(1) Các nhà đầu tư là những cá nhân không ưu thích rủi ro, họ luôn mong muốn tối

đa hóa lợi ích. Các nhà đầu tư thích lựa chọn chứng khoán có suất sinh lợi cao

tương ứng với rủi ro cho trước hoặc rủi ro thấp nhất tại mức suất sinh lợi cho trước.

(2) Nhà đầu tư luôn có cùng suy nghĩ về suất sinh lợi kỳ vọng phương sai, hiệp

phương sai. Các nhà đầu tư có kỳ vọng thuần nhất trong một tập hợp các cơ hội và

có cùng thông tin thị trường vào một thời điểm.

(3) Lợi nhuận đạt được phân phối theo phương thức phân phối chuẩn.

(4) Luôn luôn có sự tồn tại các tài sản phi rủi ro, các nhà đầu tư có thể vay hoặc cho

vay với số lượng không giới hạn với một tỷ lệ cố định không đổi theo thời gian (lãi

suất phi rủi ro).

(5) Luôn có một sự cố định những loại tài sản và số lượng của chúng trong một kỳ

nghiên cứu đủ lớn.

(6) Tất cả các tài sản đều có thể phân chia hoặc đo lường một cách chính xác trong

một thời điểm so sánh tốt nhất.

(7) Tỷ lệ vay trong thị trường giống như tỷ lệ cho vay, nhà đầu tư đều có cơ hội với

lãi suất như nhau.

(8) Thị trường vốn hiệu quả, không có chi phí môi giới và thuế trong giao dịch.

Đường thị trường chứng khoán (SML) là đường thẳng thể hiện mối quan hệ giữa rủi

ro hệ thống và tỷ suất sinh lợi của bất kỳ tài sản. Phương trình của đường thị trường

chứng khoán dựa trên các ước lượng của tỷ suất sinh lợi của tài sản phi rủi ro và của

danh mục thị trường, từ đó tính tỷ suất sinh lợi của một tài sản khi biết rủi ro hệ

thống của tài sản đó.

Hệ số beta được xem là một thước đo rủi ro được chuẩn hóa vì nó được thiết lập

quan hệ giữa hiệp phương sai của một tài sản i bất kỳ với danh mục thị trường

(Covi,M) và phương sai của danh mục thị trường (σM

E(Ri) = rf + βi (RM – rf)

Với

E(Ri): suất sinh lợi kỳ vọng của chứng khoán i

rf: mức lãi suất phi rủi ro trên thị trường

βi: Hệ số đo lường rủi ro của chứng khoản i với danh mục thị trường

(RM – rf): Phần bù rủi ro giữa suất sinh lợi kỳ vọng thị trường so với mức lãi suất

phi rủi ro.

2.1.2 Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT)

Nghiên cứu của Stephen Ross (1970) đã đánh giá về rủi ro, kinh doanh chênh lệch

giá và các công cụ tiền tệ. APT đề cập đến khái niệm về rủi ro và tỷ suất sinh lợi

trong đầu tư. APT xem hệ số beta là điểm khởi đầu và tỷ suất sinh lợi của chứng

khoán có liên quan đến nhân tố vĩ mô. APT xây dựng dựa trên sự giả định rằng các

nhân tố như lạm phát, năng suất lao động, lãi suất, lòng tin của nhà đầu tư,.. tác

động đến suất sinh lợi của chứng khoán. Dù đa dạng hóa tối ưu danh mục đầu tư

vẫn chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố này và nhà đầu tư mong muốn khoản bù đắp

liên quan đến suất sinh lợi mong đợi cho việc nắm giữ chứng khoán hoặc tài sản có

cùng độ rủi ro phải thực hiện việc mua bán ở cùng mức giá trong dài hạn.

2.2 Lý thuyết tài chính hành vi

Lý thuyết tài chính truyền thống đều dựa trên giả định con người là hợp lý (rational)

như các nghiên cứu về lý thuyết chênh lệch giá của Miller và Modigliani (1958), lý

thuyết xây dựng danh mục đầu tư của Mazkowitz (1959), mô hình định giá tài sản

vốn CAPM của Lintner và Sharpe (1990).

Tuy nhiên trên thực tế cho thấy các mô hình lý thuyết chuẩn tắc không thể giải thích

được các hiện tượng của những cuộc khủng hoảng, các hiện tượng bong bóng và

hành vi đầu tư trên tâm lý đám đông. Tài chính hành vi đã đặt ra một đối trọng với

lý thuyết thị trường hiệu quả, tuy được hình thành và phát triển khá muộn nhưng sự

kết hợp tâm lý học được nghiên cứu chuyên sâu và ứng dụng trong tài chính mà

mang lại hiệu quả dự báo tương đối chính xác về các sự kiện kinh tế.

Với những tác phẩm nổi tiếng và đặt nền móng cho lý thuyết tài chính hành vi của

Amos Tversky và Daniel Kahneman (1979), Richard H.Thaler (1985) đã tạo bước

ngoặt lớn trong hoạt động nghiên cứu. Các nghiên cứu về tài chính hành vi đã chỉ ra

rằng các nghiên cứu tài chính truyền thống trước đây không được tiến hành triệt để,

vẫn luôn duy trì quan điểm quan sát cách thức vận hành dựa trên cung cầu mua bán

trên thị trường và làm theo. Vì vậy các nguyên lý và lý thuyết tài chính hành vi đã

giải mã các hoạt động giao dịch, lựa chọn, đưa ra quyết định dựa trên hành vi của

nhà đầu tư dưới hình thức cá nhân hoặc tập thể. Mặc dù trong giai đoạn đầu phát

triển, lý thuyết hành vi gây ra nhiều tranh cãi về ý nghĩa lý thuyết, nhưng dần dần

tài chính hành vi đã khẳng định được tầm quan trọng và xu hướng then chốt hiện

nay.

Năm 2017, công trình nghiên cứu về hành vi trong kinh tế của Giáo sư Richard

H.Thaler đã được vinh danh và trao giải Nobel Kinh tế, ông trở thành một trong số

ít các nhà kinh tế học về hành vi được trao giải thưởng danh giá này. H.Thaler đã

đặt ra thuật ngữ “cú hích” (nudge) chỉ các tác động cần thiết để giúp con người vượt

qua định kiến và loại bỏ các thói quen làm theo người khác để tránh phạm phải sai

lầm khi đưa ra quyết định. Ba giả định trong nghiên cứu tài chính hành vi được đề

cập là: tồn tại hành vi không hợp lý; hành vi bất hợp lý mang tính hệ thống; giới hạn

khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên thị trường tài chính.

2.2.1 Hành vi không hợp lý

Quan điểm tài chính hành vi cho rằng các hành vi của con người không hoàn toàn

hợp lý dẫn đến việc định giá và đưa ra quyết định sai lầm, điều này trái ngược với lý

thuyết tài chính truyền thống. Những sai lầm này dẫn đến hệ quả kỳ vọng về suất

sinh lợi và rủi ro lệch khỏi những dự báo được lượng hóa bởi mô hình truyền thống.

Nghiên cứu của Barberis Nicholas và Thaler (2003) có những khảo sát làm rõ vấn

đề này bằng việc thu thập chứng cứ về sự lệch lạc trong hành vi con người, từ đó

hình thành niềm tin và sự ưa thích khi tiến hành phân tích và lựa chọn các quyết

định.

2.2.2 Tự tin quá mức

Sự tự tin quá mức đến từ suy nghĩ thái quá về khả năng của chính nhà đầu tư trên cơ

sở phán đoán và suy nghĩ có thể kiểm soát được vấn đề. Từ đó là cơ sở đánh giá

thấp rủi ro dẫn đến bác bỏ các thông tin tiêu cực đến quyết định đầu tư. Các nghiên

cứu cho thấy việc phản ứng không nhạy đối với tình hình khả quan về lợi nhuận và

kế hoạch sản xuất kinh doanh đạt kỳ vọng nhưng lại khá nhạy cảm với hàng loạt tin

xấu trên thị trường về doanh nghiệp khi chưa có thông tin kiểm chứng. Với tỷ trọng

giao dịch lướt sóng ngắn hạn cao tại các tài khoản môi giới trên thị trường chứng

khoán Việt Nam, cho thấy nhà đầu tư phần lớn đầu tư dựa vào thông tin phản ứng

thường xuyên trên thị trường, từ cơ sở nhận định chủ quan và các thông tin hiện

hữu, nhà đầu tư đưa ra các quyết định đầu tư. Vì thế sự thái quá giải thích hành

động biến động thái quá về giá trên thị trường và phản ảnh những cổ phiếu đầu cơ.

2.2.3 Lệch lạc do tình huống điển hình

Nghiên cứu của Kahnamen và Tversky (1974) cho rằng con người đánh giá xác suất

xảy ra của một dữ kiện trong tương lai dựa vào sự tương đồng của những tình

huống điển hình nào đó mà tình huống điển hình này không phải là quy luật chung.

Khi đánh giá, con người ít chú ý đến quy mô mẫu lựa chọn mà sẽ tin rằng dữ liệu

thu nhập đủ cơ sở phản ánh kỳ vọng các quyết định đầu tư.

2.2.4 Lý thuyết triển vọng.

Năm 2002, Giáo sư tâm lý học Daniel Kahneman đã đạt được giải Nobel Kinh tế về

công trình nghiên cứu tài chính hành vi và đưa ra “lý thuyết triển vọng” (Prospect

Theory) tạo nền tảng vững chắc xây dựng khung lý thuyết về tài chính hành vi. Dựa

trên nghiên cứu này, Kahneman và Tversky (1979) đã phát triển và điều chỉnh theo

Lý thuyết triển vọng tích lũy, xây dựng này được xem như là bản bổ sung hoàn hảo

cho lý thuyết về độ thỏa dụng kỳ vọng.

Trong các nghiên cứu thực nghiệm, nhà đầu tư có khuynh hướng xem trọng khả

năng bù đắp một khoản lỗ hơn là kiếm được nhiều lợi nhuận. Nếu khoản đầu tư có

khả năng mang lại lợi nhuận, nhà đầu tư sẽ có khuynh hướng nắm chắc khoản lợi

nhuận chắc chắn này hơn là chấp nhận rủi ro tiếp tục đầu tư để đánh đổi mức sinh

lợi cao hơn trong tương lai.

Ngược lại là có khoản thua lỗ, nhà đầu tư có khuynh hướng chấp nhận rủi ro với hy

vọng tình hình sẽ khá hơn trong tương lai để bù đắp lại khoản lỗ hiện tại.

Các giả định về lý thuyết triển vọng.

Theo Thaler (2003), các hành vi kinh tế không hoàn toàn hợp lý, chúng tạo ra các

kết quả sai lệch đáng kể so với thị trường tài chính theo phương pháp tiếp cận theo

hướng giả định các cá nhân là không hợp lý.

Lý thuyết thỏa dụng kỳ vọng giả định hành vi của cá nhân hành xử lý trí và các

hành vi không hợp lý sẽ bị loại bỏ hoặc sẽ không có vai trò chính yếu tác động

trong ngắn hạn đối với các áp lực của thị trường. Tuy nhiên các nghiên cứu của

Simon (1987), Kahneman và Tversky (1992) cho thấy có một sự khiếm khuyết về

bằng chứng thực nghiệm trong lý thuyết truyền thống và lý thuyết thỏa dụng kỳ

vọng.

Nội dung lý thuyết triển vọng.

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm, Kahneman và Tversky (1992) khái quát nội dung

3 đặc điểm về hành vi mà lý thuyết thỏa dụng kỳ vọng không thể giải thích được: (i)

Tùy thuộc vào bản chất của triển vọng là gì, hành vi của con người đôi lúc thể hiện

sự không thích rủi ro (lẩn tránh rủi ro) song đôi lúc lại ưa thích rủi ro (tìm kiếm rủi

ro. Con người lựa chọn dựa trên lời và lỗ; (ii) Con người đánh giá các khoản lời và

lỗ so với một mức tham khảo và thông thường mức tham khảo ứng với tình trạng

hiện tại của người đó; (iii) Con người sợ thua lỗ bởi cái mất tác động đến cảm xúc

của của họ mạnh mẽ hơn cái được.

E ngại tổn thất giải thích sự ưa thích cho các hoạt động rủi ro hơn trong trường hợp

né tránh một tổn thất có thể dự đoán trước với mục tiêu tìm kiếm rủi ro tại mức tổn

thất thấp nhất. Mặc dù, nếu suất sinh lợi kỳ vọng giảm gần với suất sinh lợi mục

tiêu, nhà đầu tư cá nhân gia tăng mức chấp nhận rủi ro với mong muốn tìm kiếm cơ

hội giảm thiểu tổn thất. Ở mức độ doanh nghiệp, lý thuyết hành vi sử dụng những

tranh luận của lý thuyết triển vọng để đề nghị các nhà quản lý quyết định dựa trên

mức độ rủi ro của doanh nghiệp bằng cách thiết lập suất sinh lợi mục tiêu cho doanh

nghiệp theo Brick và cộng sự (2015); Fiegenbaum và Thomas (2004). Các quyết

định dựa trên rủi ro doanh nghiệp bị tác động bởi những yếu tố khác nhau giữa suất

sinh lợi mục tiêu và suất sinh lợi người đưa ra quyết định kỳ vọng, khi mục tiêu

hoạt động của doanh nghiệp cao hơn suất sinh lợi kỳ vọng, doanh nghiệp chấp nhận

nhiều rủi ro để cố gắng vươn tới mức độ mục tiêu. Chẳng hạn, khác biệt nhiều nhất

giữa mục tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng là càng nhiều rủi ro, doanh nghiệp chấp nhận

để bắt kịp mục tiêu. Trong trường hợp này, mối quan hệ giữa rủi ro và suất sinh lợi

là nghịch biến bởi vì một hiệu quả hoạt động kỳ vọng ở mức thấp (dưới mức sinh

lợi mục tiêu) có ngụ ý rằng doanh nghiệp giả định nhiều rủi ro. Ngược lại, khi suất

sinh lợi kỳ vọng bởi công ty cao hơn suất sinh lợi mục tiêu, các nhà quản lý trở

thành e ngại rủi ro và chỉ chấp nhận ít rủi ro khi rủi ro làm gia tăng suất sinh lợi

(Fiegenbaum and Thomas, 2004).

2.3 Các nghiên cứu quốc tế về mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro.

Laughhunn (1980) tìm thấy có mối liên hệ với tỷ lệ 71% trên tổng số 224 nhà quản

lý doanh nghiệp tại Mỹ, Canada và Châu Âu tìm kiếm rủi ro cho mức sinh lợi kỳ

vọng thấp hơn mức sinh lợi mục tiêu. Hành vi này gia tăng đáng kể trong nhiều năm

dẫn đến cuộc khủng hoảng như là một kết quả của sự hưng phấn trong các quyết

định tài chính. Báo cáo của Ngân hàng Trung Ương Hà Lan (DNB) trên tạp chí

Supervision of Behaviour and Culture (2014) tuyên bố rằng “Tâm lý hành vi bầy

đàn dẫn hướng đến các quyết định mang tính rủi ro, nó là kết quả trong các tổn thất

tài chính”.

Các thực nghiệm nghiên cứu trước đây đã kiểm tra mối quan hệ phi tuyến tính này

giữa suất sinh lợi và rủi ro (Bowman, 1980; Deephouse và Wiseman, 2000;

Fiegenbaum và Thomas, 1988; Gomez-Mejia và cộng sự, 2007; Kliger và Tsur,

2011; Miller và Bromiley, 1990). Tuy nhiên, các phân tích thiếu sự chắc chắn trong

vấn đề về phân loại doanh nghiệp, chẳng hạn như bản chất của cổ đông chính có thể

điều chỉnh mối quan hệ này, yếu tố này yêu cầu sự điều chỉnh các nguyên tắc của

phương pháp cổ điển. Ví dụ, những doanh nghiệp gia đình thường xuyên được mô

tả như sự e ngại rủi ro (Anderson và Reeb, 2003; Naldi và cộng sự, 2007). Các nhà

quản lý của công ty gia đình từ trước đến này có thể sẵn sàng chấp nhận nhiều rủi ro

dưới những tính huống chắn chắn, ví dụ, để duy trì sự kiểm soát của công ty khi

doanh nghiệp đối mặt với hiệu quả hoạt động ở mức thấp (Gomez-Mejia và cộng

sự, 2007). Mặc dù, sự đối lập của những hiểu biết truyền thống, các nhà quản lý của

doanh nghiệp có thể tìm kiếm nhiều rủi ro khi doanh nghiệp hoạt động dưới mức có

mối quan hệ với kết quả kỳ vọng và trái ngược lại các nhà quản lý có thể né tránh

rủi ro một lần ít nhất một lần với suất sinh lợi mục tiêu đạt được. Thêm vào đó, các

nghiên cứu trước đây không đo lường được sự nhạy cảm của doanh nghiệp gia đình

để lựa chọn giữa suất sinh lợi và rủi ro. Đó là các doanh nghiệp gia đình phản ứng

càng bảo thủ hoặc càng mất định hướng trong hoạt động

Song song với doanh nghiệp gia đình, nhà đầu tư tổ chức là một nét đặc trưng của

sở hữu doanh nghiệp (Li và cộng sự, 2006). Các ấn phẩm chấp nhận rộng rãi rằng

các nhà đầu tư tổ chức cải thiện hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp bởi sự hiệu

quả tác động quản lý giám sát (Elyasiani và Jia, 2010; Ferreira and Matos, 2008).

Cho rằng thị trường vốn đã thay đổi khắp toàn thế giới từ nhà đầu tư cá nhân trong

việc kiểm soát trong các doanh nghiệp hướng đến nhà đầu tư tổ chức đóng vai trò

trung tâm hơn (Amihud và Li, 2006), sự điều tra nghiên cứu rằng nếu sở hữu của

nhà đầu tư tổ chức tác động đến sự nhạy cảm trong rủi ro hoạt động của doanh

nghiệp là có liên quan.

Mặc dù tác giả đã sử dụng mô hình toán kinh tế để kiểm định mối quan hệ này, tác

giả cố gắng nghiên cứu vượt ngoài kết quả toán kinh tế bởi việc tìm kiếm các câu

hỏi và các lý do thực tiễn từ các mức độ của các sự kiện (Downward, 2003) để bảo

vệ kết quả nghiên cứu. Trong ngữ cảnh của tăng trưởng kinh tế thế giới được theo

dõi bởi khủng hoảng kinh tế niềm tin, những kết quả thể hiện mối quan hệ hình chữ

U giữa rủi ro và suất sinh lợi mặc dù xác nhận sự tranh luận của lý thuyết triển

vọng. Về hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nằm dưới điểm mục tiêu thì mối

quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro là nghịch biến. Vượt quá điểm mục tiêu, mối

quan hệ này trở thành đồng biến. Mối quan hệ suất sinh lợi và rủi ro trong các

doanh nghiệp được kiểm soát bởi nhà đầu tư gia đình hoặc nhà đầu tư tổ chức, mối

quan hệ này thể hiện một mối quan hệ giống nhau là ít được tuyên bố hơn mối quan

hệ trong doanh nghiệp được kiểm soát bởi các loại cổ đông khác. Mặc dù chúng tôi

biết rằng kết quả nghiên cứu rất nhạy cảm với với mô hình lý thuyết cơ bản, các kết

quả quan sát có thể hướng dẫn cách hiểu tốt hơn về vấn đề rủi ro và lợi nhuận khó

được giải quyết.

Kết quả nghiên cứu có 2 đóng góp chính. Đầu tiên, kết quả nghiên cứu mở rộng các

ẩn phẩm theo kinh nghiệm khan hiếm trên mức độ chấp nhận rủi ro và sinh lợi của

doanh nghiệp bởi việc sử dụng lý thuyết triển vọng trên các ví dụ với 248 doanh

nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam. Theo hiểu biết của tác giả, chưa

có nghiên cứu nào đề cập mối quan hệ suất sinh lợi và rủi ro các doanh nghiệp niêm

yết trên sàn chứng khoán Việt Nam bằng việc sử dụng lý thuyết triển vọng. Vấn đề

này không phải vấn đề nhỏ bởi vì môi trường đầu tư ảnh hưởng mạnh mẽ đến mức

độ chấp nhận rủi ro của doanh nghiệp, vì thế một kiến thức rộng hơn của mối quan

hệ lợi nhuận và rủi ro đòi hỏi một phương pháp đo lường thực tế. Thứ hai, chúng tôi

phân tích tác động của bản chất của nguyên lý cổ đông trong tỷ suất sinh lợi và rủi

ro. Chúng tôi cho thấy rằng doanh nghiệp gia đình hoặc nhà đầu tư tổ chức là các

cổ đông chính có cách tiếp cận bảo thủ hơn (chấp nhận hoặc tránh rủi ro) để thay

đổi trong kết quả của doanh nghiệp.

Mức độ chấp nhận rủi ro của doanh nghiệp có thể được định nghĩa trong 2 cách,

gồm cả chấp nhận rủi ro quản lý và chấp nhận rủi ro mang tính tổ chức (Palmer và

Wiseman, 1999). Chấp nhận rủi ro quản lý được định nghĩa như là chiến lược chủ

động trong quản lý lựa chọn trong việc phân bổ nguồn lực. Trong hầu hết các

trường hợp, những quyết định này là nguyên nhân thay đổi trong sự tổ chức, phần

được giới thiệu sau cùng của sự không chắc chắn trong doanh nghiệp. Chấp nhận

rủi ro mang tính tổ chức được định nghĩa như là sự không chắc chắn về thu nhập

của doanh nghiệp (Bowman, 1984; Bromiley, 1991). Nhiều nghiên cứu trước đây sử

dụng mức độ chấp nhận rủi ro mang tính tổ chức để đại diện cho chấp nhận rủi ro

quản lý bởi vì chấp nhận rủi ro quản lý được giả định để sửa đổi sự hiệu quả hoạt

động trong tổ chức (Palmer và Wiseman, 1999). Vì vậy tác giả chỉ tập trung vào rủi

ro mang tính tổ chức.

Một trong những khía cạnh của lý thuyết tài chính hiện đại, mô hình định giá tài sản

vốn (CAPM) mô tả tác động cùng chiều giữa rủi ro và kết quả hoạt động. Mô hình

này đòi hỏi rằng các nhà đầu tư định giá rủi ro theo như hữu dụng được kỳ vọng, vì

thế các cổ phiếu với rủi ro hệ thống cao (hệ số beta cao) nên có suất sinh lợi trung

bình cao hơn (Lintner, 1965; Sharpe, 1964). Đáng tiếc rằng, mối quan hệ giữa rủi ro

và suất sinh lợi dường như hoạt động theo cách “bạn có thể nhận ra nó hoặc không”

(Wei and Zhang, 2005). Trong khi Fama and French (2004) tranh luận rằng hiệu

quả thực nghiệm theo lý thuyết của mô hình CAPM khá nghèo nàn chứng tỏ nó trở

thành không có giá trị, các nghiên cứu khác tán thành mối quan hệ tích cực của

CAPM giữa rủi ro hệ thống và suất sinh lợi (Goyal và Santa-Clara, 2003). Tuy

nhiên, nghiên cứu rằng sự tìm kiếm mối quan hệ trực tiếp và tích cực giữa rủi ro và

suất sinh lợi sử dụng rủi ro thị trường cổ phiếu (beta) như là phương pháp đo lường

rủi ro. Đo lường này liên quan từng phần cho các nhà đầu tư nhưng có thể không

hữu ích để đo lường rủi ro tổ chức (Conrad và Plotkin, 1968; Coonter và Holland,

1970; Deephouse và Wiseman, 2000). Tổng quát, mô hình CAPM là một ví dụ tốt

của lý thuyết được xây dựng cơ bản dựa trên các giả định không có thực về hành vi

e ngại rủi ro của con người trong tổng thể.

Nghiên cứu của Bowman (1980) là những nghiên cứu đầu tiên để kiểm định mối

quan hệ cùng chiều giữa rủi ro và suất sinh lợi. Bowman phân tích mối quan hệ giữa

suất sinh lợi và rủi ro doanh nghiệp, được đo lường như là suất sinh lợi trên vốn chủ

sở hữu (ROE) và rủi ro được đo lường như là sự biến đổi của ROE cho 85 ngành

công nghiệp, Bowman kết luận rằng doanh nghiệp với hiệu quả hoạt động ở mức

dưới suất sinh lợi trung bình có rủi ro cao, ông ấy giải thích nghịch lý giữa rủi ro và

suất sinh lợi trong 2 cách. Đầu tiên, trong một ngành công nghiệp nhất định, những

nhà quản lý đưa ra các chiến lược nhằm đem lại hiểu quả về lựa chọn các phương

án với suất sinh lợi cao và rủi ro thấp. Thứ hai, các nhà quản lý luôn không e ngại

rủi ro nhưng có thể là người tìm kiếm rủi ro. Kết quả này thể hiện rằng mối quan hệ

giữa suất sinh lợi và rủi ro càng phức tạp hơn các giả định trước đó.

Mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro không chỉ được nghiên cứu từ một góc độ

lý thuyết đại diện bởi sự giới thiệu thông tin bất cân xứng và mâu thuẫn lợi ích giữa

các bên liên quan là các yếu tố ảnh hưởng đến mối quan hệ đó (Deephouse and

Wiseman, 2000; Jensen and Meckling, 1976). Tuy nhiên, dựa trên sự e ngại rủi ro,

lý thuyết này thiếu sự giải thích chặt chẽ khả năng tìm kiếm rủi ro của nhà đầu tư

(Wiseman and Gomez-Mejia, 1988).

Các nghiên cứu chỉ xem xét mối quan hệ giữa rủi ro và kết quả thông qua góc nhìn

về lý thuyết triển vọng (Kahneman and Tversky, 1979). Lý thuyết triển vọng là mô

hình thay thế giữa việc đưa ra quyết định mà tính cá nhân của rủi ro dựa trên 3 giả

định (Li and Yang, 2013). Đầu tiên, nhà đầu tư không đánh giá kết quả dựa mức độ

giàu có cuối cùng mà thay vào đó theo nhận thức của họ về lãi và lỗ so với điểm

tham chiếu hoặc mục tiêu. Thứ hai, các nhà đầu tư nhạy cảm với thua lỗ hơn gia

tăng giá trị trong cùng một mức độ đó là sự e ngại thua lỗ. Thứ ba, nhà đầu tư e ngại

rủi ro về những khoản sinh lợi và tìm kiếm rủi ro đối với những khoản lỗ, do đó độ

nhạy cảm giảm dần. Đến một chừng mực nào đó, lý thuyết triển vọng kết hợp với

điều tra nghiên cứu của các lý do liên quan đến sự dịch chuyển dưới mức độ của các

sự kiện và phương pháp nghiên cứu mang tính định tính (Nhận thức chủ quan và

trạng thái của các nhà đầu tư dựa vào đó các quyết định được đưa ra). Theo hướng

này, chúng tôi xem xét lý thuyết triển vọng cung cấp các manh mối chắc chắn theo

các nguyên nhân theo cơ chế để giải thích mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận

Lý thuyết triển vọng giải thích quy trình quyết định chấp nhận rủi ro như sau: Nhà

đầu tư thiết lập một mục tiêu kết quả mà khi kết quả kỳ vọng cao hơn mục tiêu (Ví

dụ như khoản sinh lợi), nhà đầu tư cá nhân từ chối chấp nhận nhiều rủi ro (Frugier,

2016; Miwa, 2016). Mặc dù vậy, nhà đầu tư thể hiện quan điểm e ngại rủi ro, và

mối quan hệ lợi nhuận và rủi ro có độ dốc dương của tiếp tuyến đường cong tại mỗi

điểm. Sự khác nhau là giữa kết quả kỳ vọng và kết quả mục tiêu càng cao thì các

nhà đầu tư càng trở nên bất lợi. Độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi điểm

tăng này giữa rủi ro và suất sinh lợi như là kết quả riêng biệt giữa kỳ vọng và mục

tiêu. Ngược lại, khi kết quả kỳ vọng thấp hơn kết quả mục tiêu (thua lỗ) thì nhà đầu

tư cố gắng lấp khoảng chênh lệch bằng việc chấp nhận nhiều rủi ro hơn. Chênh lệch

giữa hiệu quả mục tiêu và hiệu quả kỳ vọng càng lớn thì mức độ chấp nhận rủi ro

của nhà đầu tư càng cao. Do đó, nhà đầu tư chấp nhận hành động tìm kiếm rủi ro vì

thế mối quan hệ giữa rủi ro và suất sinh lợi có độ dốc âm của tiếp tuyến đường cong

tại mỗi điểm. Độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi điểm là một vấn đề quan

trọng bởi vì nó đo lường cường độ của tỷ số thay đổi biên độ lợi nhuận giữa rủi ro

và suất sinh lợi.

Sự nghiên cứu mở rộng lý thuyết triển vọng, và được tập trung vào hành vi cá nhân

bằng việc sử ứng dụng lý thuyết hành vi vào các lĩnh vực của doanh nghiệp (Brick

và cộng sự, 2015; Fiegenbaum và Thomas, 2004; Nickel và Rodriguez, 2002).

Trong khuôn khổ rộng lớn này, các doanh nghiệp có mức độ hoạt động họ mong

muốn (mục tiêu) và mức độ hoạt động họ kỳ vọng. Nếu sự kỳ vọng thấp hơn mục

tiêu, các nhà quản lý cố gắng gia tăng hiệu suất hoạt động kỳ vọng lên bằng với

mức mục tiêu (Bromiley, 1991). Các quyết định này thường là nguyên nhân thay

đổi trong doanh nghiệp, các quyết định làm giảm sự tổ chức được dự đoán trước và

gia tăng thu nhập không chắc chắn, đó là rủi ro tổ chức gia tăng (Bromiley, 1991;

Deephouse và Wiseman, 2000). Lần lượt, một mối quan hệ nghịch biến tồn lại giữa

rủi ro doanh nghiệp và hiệu suất hoạt động của doanh nghiệp phía bên trái của

đường cong. Ngược lại nếu sự kỳ vọng thấp hơn mức mong muốn, các nhà quản lý

không có sự khích lệ để làm thay đổi doanh nghiệp và mặc dù mối quan hệ giữa rủi

ro và hiệu quả là đồng biến.

Fiegenbaum và Thomas (1988) lần đầu tiên ứng dụng lý thuyết triển vọng tại một

mức độ tổ chức. Sử dụng suất sinh lợi trung bình của ngành công nghiệp như là suất

sinh lợi mục tiêu của doanh nghiệp cho 60 ngành công nghiệp tại Mỹ, Fiegenbaum

và Thomas (1988) kiểm tra 60 ngành công nghiệp trong thời kỳ từ năm 1960-1979.

Kết quả tìm thấy hầu hết các lĩnh vực kinh doanh có sự tổ chức nghịch biến (đồng

biến) giữa rủi ro của các doanh nghiệp, được đo lường bằng sự thay đổi của ROE và

suất sinh lợi, được đo lường ROE của các doanh nghiệp thấp hơn (cao hơn) mục

tiêu của họ. Sau đó, các nghiên cứu khác đã phân tích mối quan hệ giữa suất sinh lợi

của doanh nghiệp và rủi ro bằng việc sử dụng lý thuyết triển vọng bằng thực

nghiệm hỗ trợ kết quả của Fiegenbaum và Thomas (Petrou và Procopiu, 2016;

Bigus, 2015; Bromiley, 1991; Chou và cộng sự, 2009; Deephouse và Wiseman,

2000; Fiegebaum, 1990; Gomez-Mejia và cộng sự, 2007; Kliger và Tsur, 2011;

Miller và Bromiley. 1990). Tuy nhiên, các nghiên cứu này tập trung vào các doanh

nghiệp trong cùng một quốc gia, chính yếu là Mỹ. Thêm vào đó, các nghiên cứu này

thiết lập giá trị trung bình của suất sinh lợi của ngành như là một mục tiêu ưu tiên

của suất sinh lợi.

Theo hiểu biết của chúng tôi, không có nghiên cứu nào sử dụng lý thuyết triển vọng

để giải quyết mối quan hệ rủi ro và suất sinh lợi trong một môi trường quốc tế. Một

phân tích mang tính quốc tế có thể cung cấp quan niệm thích thú bởi vì nó không bị

bó buộc bởi đặc tính riêng của từng quốc gia và quan điểm của quốc gia về rủi ro

(Bae và cộng sự, 2012; Li và Harrison, 2008; Li và cộng sự, 2013).

2.4 Mối quan hệ giữa rủi ro – suất sinh lợi và bản chất của cổ đông lớn.

Bản chất của cổ đông chi phối là một nhân tố quan trọng trong việc đưa ra quyết

định của doanh nghiệp (Ferreira và cộng sự, 2015; Barontini và Caprio, 2006;

Morck và cộng sự, 1988; Villalonga và Amit, 2006) bởi vì nó tác động đến quan

điểm của doanh nghiệp hướng tới việc chấp nhận rủi ro. Do đó, nghiên cứu chú ý

đến việc xem xét đến các nhà đầu tư gia đình và nhà đầu tư tổ chức như là người sở

hữu của doanh nghiệp (Anderson và Reeb, 2003; Faccio và cộng sự, 2011;

Fernandez và cộng sự, 2006; Mishra, 2011).

Doanh nghiệp gia đình thường được mô tả như e ngại rủi ro bởi vì chủ sở hữu công

ty gia đình khó có thể đa dạng hóa danh mục của họ (Anderson và Reeb, 2003;

Faccio và cộng sự, 2011; Fernandez và cộng sự, 2006; Mishra, 2011; Morck và

Yeung, 2004). Tuy nhiên bằng chứng thực nghiệm cho thấy các gia đình luôn

không có hành vi như e ngại rủi ro như kỳ vọng (Gomez-Mejia và cộng sự, 2007;

Nguyen, 2011). Gomez-Mejia và cộng sự (2007) sử dụng lý thuyết triển vọng để

kiểm tra quan điểm rủi ro của các công ty gia đình. Họ giới thiệu khái niệm sự giàu

có cảm xúc của xã hội, được định nghĩa như là khía cạnh phi tài chính của doanh

nghiệp và nó đối mặt với sự tác động cần thiết của công ty gia đình, chẳng hạn như

sự đồng nhất, khả năng ảnh hưởng đến vận hành của công ty, sự tồn tại của công ty

qua nhiều thế hệ. Gomez-Mejia và cộng sự nhận thấy rằng mặc dù sự miễn cưỡng

chấp nhận rủi ro, các doanh nghiệp gia đình có thể sẵn sàng chấp nhận nhiều rủi ro

để tránh sự tổn thất giá trị xã hội (Để duy trì sự kiểm soát của công ty)

Mặc dù các công ty gia đình có thể gặp cả việc e ngại rủi ro hoặc chấp nhận rủi ro.

Do đó, chúng tôi đề xuất rằng mối quan hệ giữa rủi ro và kết quả trong các công ty

gia đình lấy biểu đồ hình chữ U (Biều đồ 1). Tuy nhiên các ấn phẩm trước không

phân tích chuyên sâu về mối quan hệ giữa rủi ro và kết quả (Tỷ suất lợi nhuận biên

của sự thay thế giữa kết quả và rủi ro) cho cả 2 trường hợp cao hơn hoặc thấp hơn

phần mục tiêu của hình chữ U.

2.5 Các giả thiết trong mô hình nghiên cứu.

Xem xét các cơ sở lý thuyết được đề cập, tác giả đề xuất hướng nghiên cứu theo các

giả thiết sau đây, làm cơ sở kiểm định các số liệu thống kê theo bằng chứng thực

nghiệm:

Giả thiết 1: Có một mối quan hệ hình chữ U giữa rủi ro và kết quả của doanh

nghiệp.

Giả thiết 2: Hình chữ U thể hiện mối quan hệ giữa rủi ro và kết quả có độ dốc của

tiếp tuyến đường cong tại mỗi điểm lớn hơn của doanh nghiệp được sở hữu bởi

công ty gia đình và doanh nghiệp không được sở hữu bởi gia đình.

Giả thiết 3: Mối quan hệ hình chữ U giữa rủi ro và suất sinh lợi có độ dốc của tiếp

tuyến đường cong tại mỗi điểm ít hơn trong các doanh nghiệp được kiểm soát bởi

nhà đầu tư tổ chức hơn là các doanh nghiệp không được kiểm soát bởi nhà đầu tư tổ

chức.

CHƯƠNG III: DỮ LIỆU, MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU.

3.1 Dữ liệu nghiên cứu.

Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro của doanh nghiệp thông

qua lý thuyết triển vọng, do đó các công ty được lựa chọn xem xét là những công ty

có mức độ ảnh hưởng đáng kể đến ngành hoạt động đặc trưng của doanh nghiệp đó,

các công ty có thông tin minh bạch, được công bố rộng rãi theo quy định của

UBCKNN. Vì vậy, tác giả chọn mẫu hướng đến các công ty niêm yết trên sàn

chứng khoán Việt Nam, cụ thể các doanh nghiệp được niêm yết trên 02 sàn chứng

khoán Việt Nam là HOSE và HNX, là những sàn chứng khoán lớn tại Việt Nam với

tính thanh khoản cao và các doanh nghiệp niêm yết với đầy đủ các ngành nghề kinh

doanh theo quy định của pháp luật.

Các dữ liệu các doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam có thông tin

đầy đủ và thuận tiện trong việc thu thập, hơn nữa do việc khác biệt trong cơ cấu tài

sản, hình thức quản lý giữa loại hình doanh nghiệp tài chính và doanh nghiệp phi tài

chính, vì vậy tác giả lựa chọn các doanh nghiệp phi tài chính để đồng nhất phân tích

cho các mẫu nghiên cứu này.

Phạm vi lấy mẫu là 248 doanh nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam với

2480 quan sát trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2017 để xem xét tình hình hoạt

động của doanh nghiệp trong giai đoạn trước khủng hoảng và sau khủng hoảng.

Nguồn dữ liệu bài nghiên cứu được thu thập từ các báo cáo tài chính hợp nhất, báo

cáo thường niên. Bên cạnh đó, nguồn dữ liệu từ các nguồn đáng tin cậy như

cafef.vn, vietstock.vn, cophieu68.com cũng được tác giả sử dụng cho mục đích

nghiên cứu.

Từ bộ dữ liệu thứ cấp, tác giả tiến hành tính toán và xây dựng các biến số cần thiết

theo từng năm cho mô hình, bao gồm:

- Mức độ chấp nhận rủi ro: dựa trên phương sai của suất sinh lợi,

- Suất sinh lợi: dựa theo chỉ số ROA,

- Biến giả: tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn là cá nhân hoặc tổ chức,

- Đòn bẩy tài chính,

- Quy mô doanh nghiệp

- Tốc độ tăng trưởng doanh nghiệp

- Biến giả về thời kỳ khủng hoảng.

Trong bài nghiên cứu, tác giả căn cứ vào khái niệm cổ đông lớn được quy định tại

khoản 9, điều 6, Luật chứng khoán số 70/2006/QH11 để xem xét số liệu căn cứ vào

cấu trúc sở hữu của từng doanh nghiệp để tính toán quyền sở hữu cổ đông lớn bằng

cách lấy tổng tỷ lệ phần trăm vốn sở hữu của tất cả cổ đông lớn nắm giữ trực tiếp

hoặc gián tiếp từ 5% trở lên trên số phiếu có quyền biểu quyết.

3.2 Mô hình nghiên cứu

Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu thực nghiệm, phân tích hồi quy dữ liệu

dựa trên mô hình nghiên cứu “Corporate risk-taking, return and the nature of major

shareholders: eviden from Prospect Theory” của nhóm tác giả Jose Maria Diez-

Esteban, Conrado Diego Garcia-Gomez, Felix Javier Lopez-Iturriaga và Marcos

Santamaria-Mariscal (2017) để kiểm tra ngưỡng chấp nhận rủi ro dựa trên mức sinh

lợi và các biến số hoạt động các doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết trên thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Mô hình hồi quy như sau:

RISKi,t = β0 + β1 RETURNi,t + β2 RETURN2

i,t + β3 INDIVi,t + β4 INSTIi,t + β5

LEVi,t + β6 LNATi,t + β7 GROWTHi,t + β8 CRISISi,t + YEAR + ηi + εi,t

Trong đó:

i,t: biểu thị doanh nghiệp i trong kỳ thời gian t, ηi biểu thị kỳ tác động cố định của

mỗi doanh nghiệp hoặc hằng số không đồng nhất và không thể quan sát và εi,t là lỗi

dao động được sử dụng để đặc trưng cho lỗi có thể xảy ra trong phương pháp đo

lường của các biến độc lập và bỏ qua biến giải thích.

RISKi,t: Biến đo lường rủi ro có tổ chức của doanh nghiệp i trong kỳ thời gian t tính

theo độ lệch chuẩn 3 năm liền kề.

RETURNi,t: Biến đo lường suất sinh lợi của doanh nghiệp i trong kỳ thời gian t,

i,t: Biến đo lường suất sinh lợi bình phương của doanh nghiệp I trong kỳ

RETURN2

thời gian t, với kỳ vọng mô hình hình chữ U thể hiện mối quan hệ suất sinh lợi và

rủi ro của mô hình.

INDIVi,t và INSTIi,t: Biến giả, đo lường tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn là cổ đông cá

nhân (hoặc gia đình) và cổ đông là tổ chức. Biến số INDIVi,t bằng 1 nếu cổ đông đa

số là cổ đông cá nhân (hoặc gia đình) và bằng 0 nếu cổ đông đa số không là cổ đông

cá nhân (hoặc gia đình). Tương tự, đối với biến số INSTIi,t, bằng 1 nếu cổ đông đa

số là cổ đông tổ chức và ngược lại.

LEVi,t: Biến số đo lường đòn bẩy của doanh nghiệp dựa trên cấu trúc vốn

LNATi,t: Biến số đo lường quy mô của công ty, được tính bằng logarit nepe của

tổng tài sản.

GROWTHi,t: Biến số đo lường tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp qua thời kỳ

xem xét, để xem xét ảnh hưởng của việc ra quyết định đối với thành quả hoạt động

của doanh nghiệp,

CRISISi,t: Biến giả, bằng 0 nếu thuộc kỳ trước khủng hoảng từ năm 2012 về trước,

bằng 1 nếu thuộc sau khủng hoảng từ năm 2013 trở về sau.

Cuối cùng mô hình bao gồm biến giả năm (YEAR) tương ứng.

3.3 Mô tả các biến

Tác giả sử dụng độ lệch chuẩn của suất sinh lợi trên tài sản theo số liệu 3 năm liền

kề của kỳ quan sát để đo lường rủi ro có tổ chức (RISKi,t), trong các nghiên cứu

Chang và Thomas (1989), Chou và cộng sự (2009), Fiegenbaum (1990), Palmer và

Wiseman (1999), Shinha (1994) đã sử dụng rộng rãi phương pháp đo lường này dựa

trên lý thuyết triển vọng và lý thuyết hành vi. Biến số này được định nghĩa là sự

không chắc chắn của dòng thu nhập của doanh nghiệp theo Palmer và Wiseman

(1999).

Tác giả sử dụng tỷ số thu nhập sau thuế chia cho tổng tài sản cho sự đo lường suất

sinh lợi (RETURN), nghiên cứu này được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu

của Deephouse và Wiseman (2000), Fiegenbaum (1990), Shinha (1994). Suất sinh

lợi được sử dụng số liệu trong năm để các thông tin có thể phù hợp với chiến lược

kinh doanh kịp thời, vì các doanh nghiệp niêm yết công bố thông tin kịp thời theo

đúng quy định về công bố thông tin của UBCKNN.

Với hàm ý xây dựng mô hình phi tuyến tính giữa suất sinh lợi và rủi ro, tác giả sử

dụng RETURN2 để kỳ vọng số liệu thực nghiệm mô tả đúng mối quan hệ giữa suất

sinh lợi và rủi ro có hình dạng chữ U. Do đó tồn tại một điểm dừng thông qua việc

xét đạo hàm bậc 1 của rủi ro theo suất sinh lợi. Kỳ vọng trong trường hợp này, điểm

dừng được xác định tại điểm –β1/2β2 và đạo hàm bậc 2 là số dương tại điểm 2β2>0.

Nghiên cứu này được De Miguel và cộng sự (2004) làm rõ.

Mô hình gồm biến giả INDIV và INSTI để xác định bản chất của cổ đông lớn hiện

hữu. Với biến INDIV, giá trị bằng 1 nếu cổ đông đa số của doanh nghiệp và cá nhân

hoặc gia đình, ngược lại bằng 0. Với biến INSTI tương tự, giá trị bằng 1 nếu cổ

đông đa số của doanh nghiệp là nhà đầu tư tổ chức và ngược lại bằng 0. Định nghĩa

về cổ đông lớn là cá nhân hoặc tổ chức sở hữu hoặc đồng sở hữu với tỷ lệ từ 5% sở

hữu có quyền biểu quyết. Theo Chen và Steiner (1999), Harbula (2007), và Short và

cộng sự (2002), tỷ lệ sở hữu này ảnh hưởng đáng kể đến quyết định chiến lược của

doanh nghiệp.

Tác giả sử dụng cấu trúc vốn của doanh nghiệp (LEV) là biến kiểm soát có thể tác

động đến rủi ro của doanh nghiệp. Cấu trúc vốn được đo lường bằng tổng nợ phải

trả của doanh nghiệp i trong năm t chia tổng tài sản. Tác giả mong đợi mô hình

phản ánh chính xác lý thuyết về đòn bẩy, khi doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy càng

cao thì rủi ro càng cao. Nghiên cứu này được trình bày bởi Charitou và cộng sự

(2004).

Việc tính toán logarit nepe tổng tài sản (LNAT) là biến kiểm soát quy mô doanh

nghiệp, với mong đợi quy mô doanh nghiệp càng lớn thì rủi ro của doanh nghiệp

càng bé bởi doanh nghiệp xây dựng quy trình chặt chẽ để phòng ngừa rủi ro. Lý

thuyết này được phân tích dưới nghiên cứu của Holder-Webb và cộng sự (2009);

Udayasankar (2008)

Tốc độ tăng trưởng hàng năm (GROWTH) phản ảnh tác động dưới các quyết định

chiến lược của cổ đông lớn và Ban Giám đốc doanh nghiệp, là thước đo tiềm năng

và cơ hội đầu tư trong tương lai, do đó bài nghiên cứu kỳ vọng biến số tác động tích

cực lên tình hình hoạt động và giảm mức chấp nhận rủi ro.

Tác giả sử dụng sự kiện bong bóng bất động sản và nợ xấu ngân hàng năm 2012 là

năm bắt đầu kỳ khủng hoảng. Với kỳ vọng các quyết định về hành vi chấp nhận rủi

ro phụ thuộc yếu tố tác động bên ngoài là môi trường kinh doanh, tăng trưởng tín

dụng toàn thị trường.

Bảng 3.1: Bảng tóm tắt các biến trong mô hình

Tên biến Kí hiệu Cách tính

Tính độ lệch chuẩn của suất sinh lợi trong 3

năm liền kề của kỳ xem xét, là mức chấp nhận Rủi ro của doanh RISKi,t rủi ro của doanh nghiệp i trong năm t nghiệp

((cid:3019)(cid:3006)(cid:3021)(cid:3022)(cid:3019)(cid:3015) (cid:2879)(cid:3019)(cid:3006)(cid:3021)(cid:3022)(cid:3019)(cid:3015)((cid:3047)(cid:3045)(cid:3048)(cid:3041)(cid:3034) (cid:3029)ì(cid:3041)(cid:3035) (cid:2871) (cid:3041)ă(cid:3040))) (cid:3118) ((cid:3041)(cid:2879)(cid:2869))

RISK = (cid:3495)

Là giá trị suất sinh lợi trên tài sản (ROA)

(cid:3013)ợ(cid:3036) (cid:3041)(cid:3035)(cid:3048)ậ(cid:3041) (cid:3046)(cid:3028)(cid:3048) (cid:3047)(cid:3035)(cid:3048)ế (cid:3021)(cid:3015)(cid:3005)(cid:3015)

(cid:3021)ổ(cid:3041)(cid:3034) (cid:3047)à(cid:3036) (cid:3046)ả(cid:3041)

Suất sinh lợi RETURN ROA =

Suất sinh lợi bình RETURN2 Bình phương giá trị ROA phương

Là biến giả, bằng 1 nếu cổ đông lớn là cá nhân INDIV

hoặc gia đình, bằng 0 nếu cổ đông lớn không Bản chất sở hữu phải là cá nhân hoặc gia đình của cổ đông lớn Là biến giả, bằng 1 nếu cổ đông lớn là tổ chức,

(cid:3015)ợ (cid:3043)(cid:3035)ả(cid:3036) (cid:3047)(cid:3045)ả

INSTI bằng 0 nếu cổ đông lớn không phải là tổ chức.

LEV = Đòn bẩy tài chính LEV (cid:3021)ổ(cid:3041)(cid:3034) (cid:3047)à(cid:3036) (cid:3046)ả(cid:3041)

Giá trị logarit nepe tổng tài sản Quy mô doanh LNAT nghiệp LNAT = LN(Tổng tài sản)

((cid:3005)(cid:3042)(cid:3028)(cid:3041)(cid:3035) (cid:3047)(cid:3035)(cid:3048) (cid:3041)ă(cid:3040) (cid:3047)(cid:2879)(cid:3005)(cid:3042)(cid:3028)(cid:3041)(cid:3035) (cid:3047)(cid:3035)(cid:3048) (cid:3041)ă(cid:3040) (cid:3047)(cid:2879)(cid:2869))

(cid:3005)(cid:3042)(cid:3028)(cid:3041)(cid:3035) (cid:3047)(cid:3035)(cid:3048) (cid:3041)ă(cid:3040) (cid:3047)(cid:2879)(cid:2869)

Thể hiện tốc độ tăng trưởng hàng năm Tốc độ tăng GROWTH trưởng doanh thu GROWTH t =

Là biến giả, bằng 0 nếu thuộc giai đoạn 2007- Kỳ khủng hoảng CRISIS 2012, bằng 1 nếu thuộc giai đoạn 2013-2017

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp trên cơ sở nghiên cứu.

Bảng 3.2: Bảng kỳ vọng về dấu của biến tác động

Kỳ vọng về dấu trong Biến mô hình

RETURN -

RETURN2 +

INDIV +

INSTI -

LEV +

LNAT -

GROWTH -

CRISIS +

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp trên cơ sở nghiên cứu

Dựa vào lý thuyết tài chính và ý tưởng nghiên cứu mô hình, tác giả đưa ra kỳ vọng

về mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là rủi ro của doanh

nghiệp. Để từ đó có định hướng thu thập dữ liệu thống kê và kiểm định mô hình sau

khi phân tích kết quả thống kê hồi quy.

Kỳ vọng nghiên cứu là mô hình mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro có hình

dạng chữ U, thể hiện quyết định chấp nhận rủi ro hay e ngại rủi ro tại suất sinh lợi

mục tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng, khi suất sinh lợi kỳ vọng dưới suất sinh lợi mục

tiêu, cổ đông chi phối hoạt động doanh nghiệp sẽ chấp nhận nhiều rủi ro hơn để

mong muốn đạt được kế hoạch về suất sinh lợi mục tiêu. Ngược lại, khi suất sinh lợi

kỳ vọng vượt qua suất sinh lợi mục tiêu, cổ đông chi phối hoạt động sẽ e ngại rủi ro

hơn, và yêu cầu suất sinh lợi cao cho một đơn vị đánh đổi rủi ro. Vì vậy kỳ vọng mô

hình sẽ có tương quan âm (-) giữa suất sinh lợi và tương quan dương (+) giữa suất

sinh lợi bình phương với rủi ro.

Nhóm biến số về bản chất sở hữu, tác giả kỳ vọng về quan điểm đầu tư của hai

nhóm đầu tư là cá nhân (hoặc sở hữu gia đình) và nhà đầu tư tổ chức là khác nhau.

Với kỳ vọng nhà đầu tư tổ chức có đủ điều kiện về đa dạng hóa danh mục và khả

năng kiểm soát rủi ro. Ngược lại quan điểm đầu tư của nhà đầu tư các nhân sẽ e

ngại trong việc đánh đổi rủi ro hoặc đưa ra quyết định dựa trên sự bảo thủ về sở

hữu. Vì vậy kỳ vọng mô hình sẽ có tương quan dương (+) khi doanh nghiệp được sở

hữu bởi cá nhân và tương quan âm (-) khi doanh nghiệp được sở hữu bởi tổ chức

đối với rủi ro doanh nghiệp

Biến số về đòn bẩy tài chính, dựa theo lý thuyết về cấu trúc vốn theo nghiên cứu

của Skopljak (2012), tác giả kỳ vọng cấu trúc vốn ảnh hưởng đáng kể đến rủi ro của

doanh nghiệp, khi doanh nghiệp sử dụng nợ tăng cao và không đáp ứng khả năng

chi trả, doanh nghiệp sẽ gặp phải tình trạng kiệt quệ tài chính. Vì vậy tác giả kỳ

vọng mô hình sẽ có tương quan dương (+) giữa hệ số đòn bẩy tài chính và rủi ro

doanh nghiệp

Quy mô doanh nghiệp càng lớn, khả năng kiểm soát rủi ro của doanh nghiệp tăng

cao, phòng ngừa được các rủi ro trong quá trình hoạt động sản xuất kinh doanh. Vì

vậy kỳ vọng mô hình sẽ có tương quan âm (-) giữa quy mô doanh nghiệp và rủi ro.

Tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp tốt và bền vững nghĩa là doanh nghiệp hoạt

động hiệu quả, và doanh nghiệp có thể chấp nhận rủi ro nhất định để đánh đổi với

kết quả tăng trưởng doanh thu. Vì vậy kỳ vọng mô hình có tương quan âm (-) giữa

tốc độ tăng trưởng và rủi ro.

Khủng hoảng tài chính luôn là rủi ro lớn đối với tất cả các doanh nghiệp của tất cả

các ngành nghề, khủng hoảng tài chính tác động đến môi trường đầu tư của doanh

nghiệp, chi phí sử dụng vốn và tư liệu lao động tăng cao, tác động trực tiếp đến hiệu

quả sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Hơn nữa, khủng hoảng tài chính thường

kéo dài qua nhiều năm và để lại hệ quả lâu dài cho doanh nghiệp, và đem lại tâm lý

phòng ngừa rủi ro trong đầu tư. Vì vậy tác giả kỳ vọng tương quan dương (+) giữa

biến số khủng hoảng tác động đến rủi ro của doanh nghiệp.

CHƯƠNG IV: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Thống kê mô tả biến

4.1.1 Thống kê mô tả tổng quan

Thống kê mô tả số liệu trung bình, độ lệch chuẩn, trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị

nhỏ nhất của tất cả các biến trong mô hình sử dụng trong bài nghiên cứu trong giai

đoạn từ năm 2007-2017 được mô tả chi tiết tại Bảng 4.1

Bảng 4.1: Thống kê mô tả.

Biến Số quan Giá trị Độ lệch Trung vị Giá trị Giá trị

sát trung chuẩn nhỏ lớn nhất

bình nhất

RISK 2232 0.02 0.02 0.01 0.00 0.12

RETURN 2232 0.06 0.07 0.05 -0.12 0.09

INDIV 2232 0.44 0.50 0.00 0.00 1.00

INSTI 2232 0.84 0.36 1.00 0.00 1.00

LEV 2232 0.51 0.23 0.55 0.05 0.95

LNAT 2232 13.58 1.37 13.50 10.65 17.10

GROWTH 2232 0.26 0.87 0.10 -0.73 6.22

CRISIS 2232 0.56 0.50 1.00 0.00 1.00

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Mỗi biến số với 2232 quan sát, số liệu được thu thập, tính toán và phân tích trong

giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2017 của 248 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết

trên sàn chứng khoán Việt Nam. Rủi ro được đo lường bằng phương sai của suất

sinh lợi, thống kê mô tả cho thấy giá trị nhỏ nhất tại mức giá trị bằng 0 và giá trị lớn

nhất tại mức giá trị 0,12 tương đương mức 12%. Điều này cho thấy biến thiên trong

rủi ro dao động từ mức 0% đến mức 12%. Giá trị trung bình là 2% với độ lệch

chuẩn 2%.

Xem xét về biến số suất sinh lợi, giá trị nhỏ nhất tại mức -0,12 tương đương với

khoản lỗ 0,12 lần tổng tài sản, giá trị lớn nhất ghi nhận được tại mức 0,29 tương

đương khoản sinh lợi sau thuế thu nhập doanh nghiệp đạt 0,29 lần tổng tài sản. Giá

trị trung bình là 0,06 tương ứng với độ lệch chuẩn 7%.

Xem xét bản chất của cổ đông lớn thông qua hai biến số INDIV và INSTI cho thấy

giá trị trung bình của biến số INDIV là 0,44 hàm ý cơ cấu sở hữu của nhà đầu tư cá

nhân hoặc gia đình nắm giữ quyền kiểm soát trung bình tại mức 44% trên tổng số

các quan sát. Tương tự, giá trị trung bình của biến số INSTI là 0,84 hàm ý cơ cấu sở

hữu của nhà đầu tư tổ chức nắm quyền kiểm soát trung bình tại mức 84% trên tổng

số quan sát. So sánh 2 mức tỷ lệ sở hữu, cũng dễ dàng giải thích trong bối cảnh kinh

tế hội nhập, việc chào mua công khai của các tổ chức được thực hiện, nhưng cũng

có thể nhìn nhận thực tế vai trò rất lớn của nhà đầu tư tổ chức trong việc tác động

đến các quyết định quản trị để tăng cường hiệu quả hoạt động mang tính dài hạn

chứ không chỉ đơn thuần đầu tư sinh lời trong ngắn hạn.

Giá trị nhỏ nhất của biến số đòn bẩy LEV là 0,05, giá trị lớn nhất của biến số này là

0,95, giá trị trung bình tại mức 0,51 với độ lệch chuẩn 23%. Số liệu cho thấy có một

biên độ dao động lớn về tỷ lệ nợ trên tổng tài sản của các doanh nghiệp từ mức 5%

đến mức 95%. Đối với các doanh nghiệp với tỷ lệ đòn bẩy tài chính thấp tại mức

5% là một ví dụ, doanh nghiệp chưa tối ưu hóa được khoản sinh lợi từ tấm chắn

thuế để gia tăng giá trị doanh nghiệp. Ngược lại với nhóm doanh nghiệp có tỷ lệ

đòn bẩy cao tại mức 95% là một ví dụ cho thấy tỷ lệ nợ rất lớn, đem lại hoài nghi về

khả năng trả nợ để duy trì hoạt động sản xuất kinh doanh thông thường, cũng như

tính thanh khoản về khả năng trả nợ, hình thành các khoản nợ quá hạn.

Quy mô doanh nghiệp có giá trị trung bình là 13,58, biến thiên từ 10,65 đến 17,10

được đo lường bằng logarit nepe của tổng tài sản được sử dụng là một biến kiểm

soát đặc trưng của doanh nghiệp.

Tốc độ tăng trưởng bình quân tại mức 26% với sự biến thiên với biên độ dao động

lớn từ mức -73% đến mức 622%, số liệu cho thấy tồn tại nhóm doanh nghiệp hiệu

quả hoạt động giảm và nhóm doanh nghiệp với tốc độ tăng trưởng doanh thu tính

bằng số lần. Biến giả về kỳ khủng hoảng phản ánh tỷ lệ trung bình tại mức 56%,

điều này cho thấy số liệu được cân đối vào hai chu kỳ trước và sau khủng hoảng.

4.1.2 Thống kê mô tả theo bản chất sở hữu

Bảng 4.2: Thống kê mô tả theo bản chất sở hữu

Sở hữu bởi cá Không hữu Sở hữu bởi tổ Không hữu

nhân bởi cá nhân chức bởi tổ chức

Biến Giá trị Độ Giá trị Độ Giá trị Độ Giá trị Độ

TB lệch TB lệch TB lệch TB lệch

chuẩn chuẩn chuẩn chuẩn

0.02 0.02 0.02 0.02 0.02 0.02 0.02 0.02 RISK

0.05 0.06 0.07 0.07 0.06 0.07 0.05 0.07 RETURN

1.00 0.00 0.00 0.00 0.36 0.48 0.88 0.32 INDIV

0.69 0.46 0.97 0.18 1.00 0.00 0.00 0.00 INSTI

0.51 0.22 0.51 0.23 0.52 0.22 0.47 0.23 LEV

13.54 1.39 13.60 1.35 13.64 1.37 13.22 1.31 LNAT

0.31 0.99 0.22 0.76 0.23 0.77 0.43 1.26 GROWTH

0.62 0.49 0.51 0.50 0.56 0.50 0.54 0.50 CRISIS

SỐ QUAN 976 1256 1885 347 SÁT

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12

Khi phân tích theo nhóm về bản chất sở hữu, số liệu thống kê mô tả về giá trị trung

bình tại nhóm biến số thành quả hoạt động, bản chất nội lực tài chính của doanh

nghiệp như RETURN, LEV, LNAT không có sự biến động lớn, điều này cho thấy

trong dài hạn luôn có sự điều chỉnh hợp lý về cơ cấu nguồn vốn, mục tiêu hoạt động

của doanh nghiệp bền vững.

Bên cạnh đó, biến số CRISIS tác động bên ngoài từ môi trường kinh doanh, về tình

hình tài chính quốc gia có sự thay đổi tương đối lớn, số liệu cho thấy sự chuyển

dịch xu hướng tăng tỷ lệ sở hữu là cổ đông lớn trong giai đoạn trước và sau kỳ

khủng hoảng, giá trị bình quân sau thời kỳ khủng hoảng ghi nhận với trường hợp cổ

đông lớn là cá nhân và tổ chức với giá trị lần lượt là 0.62 và 0.56. Ngược lại về bản

chất sở hữu, giá trị trung bình thời kỳ trước khủng hoảng ghi nhận giá trị là 0.51 đối

với trường hợp cổ đông không là cá nhân và có giá trị là 0.54 đối với trường hợp cổ

đông không là tổ chức. Số liệu thống kê này tương đồng với thống kê giao dịch của

chỉ số VNINDEX sau giai đoạn khủng hoảng, tỷ lệ sở hữu của các nhà đầu tư tổ

chức, các quỹ đầu tư gia tăng và phát triển mạnh mẽ trong giai đoạn này.

Xem xét về biến số tăng trưởng trong 2 nhóm thuộc sở hữu của cá nhân và tổ chức

có sự khác biết lớn, với bản chất sở hữu bởi cá nhân, tốc độ tăng trưởng doanh thu

ghi nhận tại mức tăng bình quân là 31% với độ lệch chuẩn 0.99 cao hơn sơ với bản

chất sở hữu bởi tổ chức ghi nhận mức tăng bình quân là 23% với độ lệch chuẩn

0.77. Điều này cho thấy khả năng tăng trưởng cao khi được sở hữu bởi cá nhân so

với tổ chức, tuy nhiên mức độ bền vững thấp hơn so với sở hữu bởi tổ chức

4.2 Kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến số

Kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ xem xét

mức độ tương quan cùng chiều hay ngược chiều và độ lớn tương quan của từng biến

độc lập lên biến phụ thuộc, thông qua đó tác giả đánh giá được ảnh hưởng của các

biến trong mô hình lên kết quả hồi quy. Kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến

phụ thuộc sẽ xem xét mức độ tác động của các biến phụ thuộc với nhau, để kiểm tra

những biến phụ thuộc có tự tương quan với nhau hay không, từ đó làm sai lệch kết

quả tác động của biến phụ thuộc vào biến độc lập của mô hình. Chỉ số dao động từ -

1 đến +1. Ma trận hệ số tương quan chi tiết tại Bảng 4.2

Theo nghiên cứu của Evans (1996), sức mạnh của các tương quan bằng cách sử

dụng cho giá trị tuyệt đối của r, tại mức giá trị từ 0.60-0.79 là tương quan mạnh

giữa các biến, tại mức giá trị từ 0.80-1.00 là mức tương quan rất mạnh.

Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan

N R U T E R

K S I R

V I D N I

I T S N I

V E L

T A N L

H T W O R G

S I S I R C

1.0000

RISK

0.1229

1.0000

RETURN

0.0244

-0.0939

1.0000

INDIV

-0.0969

0.0616

-0.3845

1.0000

INSTI

-0.1773

-0.4079

-0.0172

0.0716

1.0000

LEV

-0.1134

-0.0550

-0.0224

0.1128

0.2566

1.0000

LNAT

0.0740

0.0495

-0.0856

-0.0209

0.0000

1.0000

GROWTH 0.0596

-0.0625

-0.1258

0.1087

0.0119

-0.0258

0.1446

-0.0954

1.0000

CRISIS

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Suất sinh lợi (RETURN) tương quan dương với rủi ro doanh nghiệp (RISK), với

mức tương quan tại giá trị 0.1229 thể hiện sự tác động lớn giữa suất sinh lợi đến rủi

ro mà doanh nghiệp gặp phải. Số liệu thống kê này thể hiện kỳ vọng nghiên cứu so

với lý thuyết tài chính.

Kết quả thể hiện mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy (LEV) và rủi ro (RISK),

tương phản với những hiểu biết về tài chính truyền thống trước đây theo Modigliani

và Miller (1958). Kết quả này có thể giải thích bởi sự quản lý chấp nhận rủi ro theo

nghiên cứu của Chava và Purnanandam (2010). Doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính

càng cao thì càng đối mặt với nhiều rủi ro phá sản. Do đó, bất chấp hiệu quả của

doanh nghiệp, mức độ đòn bẩy tài chính rằng càng cao có thể dẫn dắt các quản lý

của doanh nghiệp để theo dõi càng nhiều chiến lược duy trì đầu tư để làm giảm mức

độ chấp nhận rủi ro.

Quy mô doanh nghiệp (LNAT) tương quan ngược chiều với rủi ro (RISK) tại mức

giá trị -0.1134, kết quả phân tích phù hợp với lý thuyết tài chính truyền thống về

mối quan hệ giữa quy mô và rủi ro. Khi quy mô doanh nghiệp cao đồng nghĩa với

hệ thống và khả năng vận hành được ổn định, khả năng quản lý rủi ro được gia tăng

đáng kể, từ đó giảm thiểu được rủi ro.

Tác giả xem xét các biến được sử dụng để ước lượng thành quả hoạt động của

doanh nghiệp là RETURN, LEV và LNAT đều tương quan với giá trị rất lớn đến

biến RISK, lý thuyết này cho thấy tác động đến rủi ro phát sinh từ nội lực hoạt động

của doanh nghiệp, với sự thay đổi trong cấu trúc vốn và thiết lập suất sinh lợi mục

tiêu hợp lý sẽ đem lại mức rủi ro thấp để tối ưu hiệu quả hoạt động.

Hai biến bản chất của sở hữu của cổ đông lớn là INDIV và INSTI theo số liệu thu

thập được phản ánh tương quan dương đến rủi ro giữa biến số sở hữu của cá nhân,

tuy nhiên lại tương quan âm với biến số sở hữu của nhà đầu tư tổ chức. Kết quả này

cho thấy tác động làm giảm thiểu rủi ro trên các quyết định của nhà đầu tư tổ chức

là hiệu quả hơn quyết định của cá nhân.

Xét mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập, kết quả cho thấy không có hiện

tượng tương quan mạnh giữa các biến độc lập với nhau (nếu mức tương quan từ

0.60 trở lên). Kết luận các biến độc lập không xảy ra hiện tượng tự tương quan

trong mô hình xem xét.

4.3 Kiểm tra t-test các nhóm cổ đông thuộc bản chất sở hữu

Với giả định H0: Không có sự khác biệt trong trung bình của các biến xem xét

giữa các nhóm bản chất sở hữu; H1: Có sự khác biệt trong trung bình của các

biến xem xét giữa các nhóm bản chất sở hữu. Tác giả tổng hợp các kiểm tra t-test

tại Bảng 4.4 mục đích kiểm định sự khác biệt trong giá trị trung bình của các nhóm

sở hữu.

Tổng quan về giá trị biến số đo lường rủi ro, số liệu so sánh cho thấy mức rủi ro có

một chênh lệch tương đối nhỏ về các nhóm sở hữu, với mức rủi ro cao khi doanh

nghiệp được sở hữu bởi cá nhân hơn là doanh nghiệp sở hữu bởi tổ chức. Trong khi

đó biến số đo lường suất sinh lợi phản ứng theo chiều ngược lại, cùng với mức rủi

ro tương đồng, thậm chí mức rủi ro thấp hơn nhưng mang lại suất sinh lợi cao hơn

tại nhóm sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức. Số liệu được phân tích kiểm chứng được lý

thuyết về đa dạng hóa danh mục đầu tư của nhà đầu tư tổ chức, với việc kiểm soát

tốt danh mục đầu tư của mình, tại các doanh nghiệp được sở hữu bởi tổ chức có suất

sinh lợi cao hơn. So sánh lần lượt giữa có nhóm sở hữu bởi cá nhân và các nhóm sở

hữu còn lại, và nhóm nhà đầu tư tổ chức với các nhóm sở hữu còn lại. Kết quả cho

thấy dường như không tương quan với mối liên hệ của tác giả về mức e ngại rủi ro,

cụ thể đối với nhóm sở hữu giữa cá nhân và nhóm sở hữu còn lại tại mức giá trị

pvalue = 0.2492 > alpha, chấp nhận giả thiết H0: Không có sự khác biệt trong trung

bình giữa nhóm xem xét là sở hữu bởi cá nhân và nhóm sở hữu còn lại; Tuy nhiên

xét nhóm nhà đầu tư tổ chức và nhóm sở hữu có lại với giá trị pvalue = 0.0000 <

alpha, bác bỏ giả thiết H0 và chọn giả thiết H1: Có sự khác biệt trong trung bình

giữa nhóm nhà đầu tư tổ chức và nhóm sở hữu còn lại. Xem xét biến quan sát suất

sinh lợi, với cả hai nhóm so sánh giữa cá nhân và nhà đầu tư tổ chức với các nhóm

còn lại có giá trị pvalue lần lượt là 0.0000 và 0.0036 < alpha, vì vậy có sự khác biệt

trong giá trị trung bình của các nhóm quan sát

Đối với các biến số về cấu trúc vốn và quy mô doanh nghiệp, đối với nhóm cá nhân

và các nhóm sở hữu còn lại, số liệu cho thấy không có khác biệt trong giá trị trung

bình (pvalue lần lượt của LEV và LNAT là 0.4171 và 0.2895; chấp nhận giả thiết

H0). Tương phản với nhóm cá nhân, nhóm nhà đầu tư tổ chức so sánh với nhóm sở

hữu còn lại có giá trị pvalue lần lượt của LEV và LNAT là 0.0007 và 0.0000 <

alpha, kết luận bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận giá thiết H1: Có sự khác biệt trong

giá trị trung bình. Kết quả này phù hợp với lý thuyết về sử dụng đòn bẩy và tận

dụng tấm chắn thuế của doanh nghiệp để tối đa hóa giá trị của cổ đông. Với các

doanh nghiệp có quy mô lớn, tính thanh khoản cao, điều kiện sở hữu của nhà đầu tư

tổ chức sẽ thuận lợi hơn trao việc giao dịch trên thị trường so với bản chất của

doanh nghiệp được kiểm soát bởi cá nhân hoặc nhóm cá nhân (gia đình).

Với các biến số còn lại là GROWTH và CRISIS có giá trị pvalue lần lượt của nhóm

cá nhân so với nhóm sở hữu còn lại: 0.0193; 0.0000 đều nhỏ hơn giá trị alpha, kết

quả kiểm định lựa chọn giả thiết H1: Có sự khác biệt trong giá trị trung bình giữa

các nhóm.

Xét nhóm sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức và nhóm sở hữu còn lại đối với biến số

GROWTH có giá trị pvalue là 0.0001< alpha, lựa chọn giả thiết H1: Có sự khác biệt

trong giá trị trung bình giữa các nhóm. Tuy nhiên đối với nhóm này, biến số

CRISIS có giá trị pvalue bằng 0.5745 > alpha, lựa chọn giả thiết H0: Không có sự

khác biệt trong trung bình của các biến xem xét giữa các nhóm bản chất sở hữu,

điều này cho thấy đối với nhà đầu tư tổ chức ít bị tác động khi trải qua kỳ khủng

hoảng nhờ vào chiến lược đa dạng hóa danh mục đầu tư và quản lý rủi ro tối ưu

trong các quyết định lựa chọn danh mục.

Bảng 4.4: Bảng tổng hợp kiểm tra t-test phân loại theo nhóm sở hữu

Sở hữu bởi Không sở hữu Sở hữu bởi Không sở hữu

cá nhân bởi cá nhân tổ chức bởi tổ chức Biến

Giá trị Pr(|T| > |t|) Giá trị Pr(|T| > |t|)

0.0178 0.0168 0.0164 0.0219

RISK

0.2492 0.0000

0.0532 0.0659 0.0621 0.0507

RETURN

0.0000 0.0036

0.5052 0.5130 0.5165 0.4719

LEV

0.4171 0.0007

13.5424 13.6042 13.6434 13.2176

LNAT

0.2895 0.0000

0.3098 0.2230 0.2290 0.4344

GROWTH

0.0193 0.0001

0.6168 0.5080 0.5581 0.5418

CRISIS

0.0000 0.5745

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

4.4 Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM

Wintoki và cộng sự (2012) cho rằng các sai lệch khi sử dụng biến nội sinh vẫn tồn

tại trong kiểm định mối quan hệ giữa sở hữu và đòn bẩy, tuy rằng lý thuyết mô hình

hồi quy cố định với điều chỉnh sai số được sử dụng để xử lý vấn đề đối với các biến

không đồng nhất trong phương sai thay đổi. Cấu trúc sở hữu là biến nội sinh, dẫn

đến có sự sai lệch trong kết quả hồi quy, đặc biệt đối với dữ liệu bảng ngắn theo

nghiên cứu của Cameron Colin (2007) khi sử dụng mô hình hồi quy OLS tổng thể,

mô hình tác động ngẫu nhiên REM và mô hình tác động cố định FEM. Các mô hình

hồi quy nêu trên giải quyết sai lệch dựa vào ước lượng biến công cụ, tuy nhiên việc

lựa chọn biến công cụ thường khó tìm kiếm được biến phù hợp nên giá trị ước

lượng có thể bị chệch. Vì vậy tác giả lựa chọn mô hình GMM theo nghiên cứu của

Arellano và Bond (1991) đề xuất để xử lý kết quả hồi quy, mô hình GMM cũng

tương đồng với mô hình sử dụng để nghiên cứu giả thiết theo nghiên cứu được tham

khảo trong đề tài của Jose Maria Diez-Esteban, Conrado Diego Garcia-Gomez,

Felix Javier Lopez-Iturriaga và Marcos Santamaria-Mariscal (2017).

Mô hình GMM dễ dàng chọn biến công cụ vì sử dụng các biến ngoại sinh trong

khoảng thời gian khác nhau hoặc sử dụng độ trễ để thay thế biến công cụ tại thời

điểm hiện tại, mô hình GMM tương thích với số liệu thống kê hạn chế về thời gian

nhưng đạt được tiêu chuẩn về số quan sát. Để kiểm tra tính hiệu lực của mô hình

GMM, tác giả đề xuất kiểm định Hansen và kiểm định Arellano-Bond kiểm tra sự

tương quan. Thêm vào đó tác giả sử dụng nghiên cứu bởi Roodman (2009) với câu

lệch xtabond2 sử dụng trong stata để hồi quy mô hình xem xét.

Với giả thiết H0: Biến độc lập không tác động đến biến rủi ro (RISK), H1: Biến độc

lập tác động đến biến rủi ro (RISK).

4.4.1. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM cho toàn bộ mẫu thu thập

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy mô hình GMM cho toàn bộ mẫu

(Trang tiếp)

Group variable: id Number of obs = 1984

Time value: year Number of groups = 248

Number of instruments: 23 Obs per group: Min = 8

Wald chi2(9) = 283.55 Avg = 8.00

Prob > chi2 = 0.000 Max = 8

RISK Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

0.0979 0.0504 1.94 0.052 -0.0009 0.1967 RISK L1.

-0.1593 0.0138 -11.53 0.000 -0.1864 -0.1322 RETURN

RETURN2 0.9582 0.0930 10.30 0.000 0.7759 1.1405

0.0011 0.0009 1.13 0.258 -0.0008 0.0029 INDIV

-0.0026 0.0013 -1.99 0.047 -0.0052 -0.0001 INSTI

-0.0076 0.0026 -2.90 0.004 -0.0128 -0.0025 LEV

-0.0009 0.0004 -2.21 0.0027 -0.0017 -0.0001 LNAT

0.0005 0.88 0.376 -0.0005 0.0015 GROWTH 0.0004

-0.0012 0.0007 -1.73 0.0083 -0.0027 0.0002 CRISIS

0.0345 0.0069 5.01 0.0000 0.0210 0.0479 _CONS

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Bảng 4.5 thể hiện mối quan hệ giữa biến số suất sinh lợi (RETURN) và rủi ro của

doanh nghiệp (RISK) là nghịch biến và có ý nghĩa thống kê tại giá trị pvalue =

0.000 < alpha. Tương tự quan hệ biến số giữa suất sinh lợi bình phương

(RETURN2) đồng biến và cũng có ý nghĩa thống kê tại mức giá trị pvalue = 0.000,

nghiên cứu này nghĩa là rủi ro và suất sinh lợi có mối quan hệ bậc 2 hình chữ U,

điều này kiểm định Giả thiết 1: Có một mối quan hệ hình chữ U giữa rủi ro và

kết quả của doanh nghiệp được đặt vấn đề trong đầu đề tài nghiên cứu. Điểm đảo

chiều của đường cong chữ U tại điểm đạo hàm bậc 1 của rủi ro (RISK) theo biến số

suất sinh lợi bằng 0 tại mức giá trị 8,31%. Điểm đảo chiều này là mục đích có hiệu

lực của suất sinh lợi tại sự chuyển đổi của công ty để có được một chiến lược tìm

kiếm rủi ro hay né tránh rủi ro. Dưới điểm đảo chiều này, doanh nghiệp có xu

hướng chấp nhận rủi ro để đạt được mục tiêu của suất sinh lợi, trong trường hợp này

mối quan hệ giữa suất sinh lợi và rủi ro là nghịch biến, trong khi đó doanh nghiệp sẽ

e ngại rủi ro khi suất sinh lợi vượt qua điểm đảo chiều, doanh nghiệp yêu cầu một

suất sinh lợi cao hơn để đánh đổi một đơn vị rủi ro tăng thêm, trong trường hợp này

mối quan hệ giữa suất sinh lợi và và rủi ro có mối quan hệ đồng biến.

Theo quan điểm lý thuyết truyền thống về sự đánh đổi rủi ro và suất sinh lợi là đồng

biến, mô hình CAPM tính toán dựa trên giá trị phần bù rủi ro thị trường của suất

sinh lợi tăng thêm, vì thế mô hình CAPM thể hiện mối quan hệ tuyến tính, và tập

trung vào đo lường rủi ro ngành, rủi ro danh mục mà chưa xem xét đến giá trị nội

tại của doanh nghiệp, cũng như áp lực thực thi kế hoạch sản xuất kinh doanh mục

tiêu đứng trên tâm lý học để đưa ra quyết định đánh đổi rủi ro và suất sinh lợi. Mặc

dù có nhiều tranh luận và nghiên cứu về tính ổn định của hệ số beta cũng như những

kiểm định thực nghiệm trong các nghiên cứu quốc tế và tại Việt Nam, mô hình

CAPM đóng vai trò lý thuyết nền tảng để phát triển nghiên cứu các mô hình tài

chính kết hợp với tâm lý học.

Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tương quan âm giữa biến số sở hữu của

nhà đầu tư tổ chức với rủi ro tại mức giá trị pvalue = 0.047 có ý nghĩa thống kê, kết

quả này tương đồng với kỳ vọng về dấu của biến số kết quả của tác giả được nêu tại

Chương 3 đề tài nghiên cứu. Mối quan hệ này cho thấy tác động của bản chất sở

hữu của nhà đầu tư tổ chức lên rủi ro của doanh nghiệp. Theo Smith và Stulz

(1985), các doanh nghiệp có cơ hội tiếp cận nguồn tài trợ cao và kiểm soát của tổ

chức, doanh nghiệp có cơ hội tăng trưởng cao, bên cạnh đó dưới áp lực tác động của

kiệt quệ tài chính, doanh nghiệp thực hiện nhiều chính sách phòng ngừa rủi ro hơn

so với bình thường. Cũng theo nghiên cứu của Smith và Stulz (1985), nhà đầu tư tổ

chức thường có trách nhiệm đa dạng hóa vị thế tài sản, kết hợp với việc nắm giữ cổ

phần của họ, điều này khuyến khích quản trị rủi ro cho doanh nghiệp và tài sản của

mình. Trong mô tả phân tích, doanh nghiệp với nhà đầu tư tổ chức như cổ đông có

quyền chi phối, nhà đầu tư tổ chức chấp nhận rủi ro thấp và có hiệu suất hoạt động

tốt hơn các doanh nghiệp trung bình. Sự giải thích này đề nghị một tác động ngắn

hạn của sự lựa chọn của bản thân. Vì thế nhà đầu tư tổ chức lựa chọn doanh nghiệp

đang trong quy trình kiểm soát cơ bản tác động suất sinh lợi và rủi ro. Kết quả này

tùy thuộc vào sự không nhất quán của nhà đầu tư tổ chức. Một vài nghiên cứu cho

rằng nhà đầu tư tổ chức khó trở thành một nhóm thống nhất theo nghiên cứu của

Almazan và cộng sự (2005); nghiên cứu của Cornett và cộng sự (2007). Các ngân

hàng và các quỹ trợ cấp có thể hành động bảo thủ hơn các quỹ đầu tư. Bởi vì các

ngân hàng thường giữ mối quan hệ kinh doanh với các doanh nghiệp do chính ngân

hàng sở hữu và có một phần lãi suất bù lại số tiền ngân hàng đã giải ngân cho vay.

Vì vậy ngân hàng phải từ chối nhận nhiều rủi ro theo nghiên cứu của Nguyen

(2011). Tương tự, các quỹ trợ cấp ưu tiên rủi ro thấp hơn là hiệu suất hoạt động cao.

Mặc dù các nghiên cứu là cần thiết, các kết quả rõ ràng và rộng mở các câu hỏi của

nhà đầu tư tổ chức như định nghĩa hiểu được nhiều thái độ được duy trì trước và sau

mục tiêu của doanh nghiệp được kiểm soát bởi một nhà đầu tư tổ chức

Biến số đòn bẩy tài chính trong kết quả nghiên cứu trái ngược với kỳ vọng về dấu

của tác giả, với hệ số tương quan âm và có ý nghĩa thống kê, phản ánh tác động của

đòn bẩy tài chính đến rủi ro, khi đòn bẩy tăng cao rủi ro sẽ giảm. Kết quả này tương

phản với lý thuyết tài chính được nghiên cứu của Modigliani và Miller (1958). Kết

quả này được giải thích theo nghiên cứu của Chava và Purnanandam (2010) về quản

lý chấp nhận rủi ro.

Doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao đối mặt với rủi ro kiệt quệ tài chính, điều

này thôi thúc các cổ đông chi phối cẩn trọng hơn và đưa ra các phương án phòng

ngừa để giảm mức rủi ro theo kỳ vọng. Ngoài quy định về báo cáo tài chính phải

được kiểm toán, các cổ đông lớn vận hành bộ máy quản lý thông qua kiểm toán nội

bộ và ban kiểm soát điều hành tại các doanh nghiệp. Thông tin phản ánh tình hình

tài chính của doanh nghiệp được thường xuyên hơn và có biện pháp phòng ngừa

cao.

Theo các nghiên cứu lý thuyết của Nance và cộng sự (1993), Haushater (2000) và

Getzy (1997) cho rằng các doanh nghiệp lớn luôn ưa thích phòng ngừa rủi ro tài

chính vì các cổ đông lớn luôn chi phối đến hoạt động quản trị rủi ro của Ban điều

hành. Doanh nghiệp lớn thông thường duy trì chính sách về thù lao hoặc chính sách

cổ phần ưu đãi đối với Ban điều hành để giảm thiểu chi phí đại diện cho chính Ban

điều hành. Từ đó loại bỏ yếu tố quyết định của Ban điều hành vì mục đích cá nhân,

làm ảnh hưởng đển lợi ích của doanh nghiệp và cổ đông.

Quy mô của doanh nghiệp cũng là biến số ảnh hưởng đến rủi ro của doanh nghiệp

với có giá trị pvalue = 0.027 và có ý nghĩa thống kê. Kết quả tương đồng với kỳ

vọng về dấu của biến số của tác giả. Kết quả giải thích mối quan hệ tương quan âm

giữa quy mô doanh nghiệp và rủi ro, điều này phản ánh quy mô doanh nghiệp càng

lớn, khả năng kiểm soát rủi ro của ban điều hành càng lớn, thành quả đạt được là

kiểm soát rủi ro, đem lại mức rủi thấp.

Trên cơ sở trình bày nội dung về phương pháp GMM, mô hình hồi quy GMM khắc

phục hầu hết các hiện tượng của kinh tế lượng: tự tương quan, phương sai sai số

thay đổi và hiện tượng nội sinh. Trước khi tiến hành tổng quát số liệu hồi quy thống

kê, tác giả tiến hành sử dụng kiểm định tính phù hợp của mô hình thông qua kiểm

định tương quan bậc 1 được đề xuất bởi được đề xuất bởi Arellano - Bond (1991) và

Roodman (2009) với giả thiết H0: Phần dư mô hình GMM không xảy ra tương quan

bậc 1; và giả thiết H1: Phần dư mô hình GMM xảy ra tương quan bậc 1. Với kỳ

vọng của Roodman (2009) là có xảy ra tự tương quan bậc 1. Kết quả của kiểm định

AR1 được thể hiện tại Bảng 4.6.

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 1

H0: Phần dư mô hình GMM

không xảy ra tương quan bậc 1

z = -6.48

Pr > z = 0.00

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Kết quả kiểm định cho giá trị pvalue = 0.0000 < alpha. Như vậy bác bỏ giả thiết H0

và chấp nhận giả thiết H1: Phần dư mô hình GMM xảy ra tương quan bậc 1

Tác giả tiến hành kiểm định tính phù hợp của mô hình thông qua kiểm định tương

quan bậc 2 với giả thiết H0: Phần dư mô hình GMM không xảy ra hiện tượng tương

quan bậc 2; và giả thiết H1: Phần dư mô hình GMM có xảy ra hiện tượng tương

quan bậc 2. Kỳ vọng của Roodman là không có xảy ra hiện tương tương quan bậc 2.

Kết quả của kiểm định AR2 được thể hiện tại Bảng 4.7.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan bậc 2

H0: Phần dư mô hình GMM

không xảy ra tương quan bậc 2

z = -0.72

Pr > z = 0.474

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Kết quả kiểm định cho giá trị pvalue = 0.474 > alpha. Như vậy chấp nhận giả thiết

H0: Phần dư mô hình GMM không xảy ra tương quan bậc 2.

Tác giả sử dụng kiểm định Hansen theo nghiên cứu của Arellano và Bond (1991) để

xác định tính phù hợp của mô hình GMM theo tính chất phù hợp của biến công cụ

được sử dụng. Với giả thiết H0: Biến công cụ sử dụng trong mô hình GMM là phù

hợp; và giả thiết H1: Biến công cụ sử dụng trong mô hình GMM là không phù hợp.

Kết quả của kiểm định Hansen được thể hiện tại Bảng 4.8

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định biến công cụ

H0: Biến công cụ sử dụng trong

mô hình GMM là phù hợp

chi2(13) = 0.000

Prob > chi2 = 0.164

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Theo kết quả kiểm định Hansen cho giả thiết, giá trị pvalue = 0.164 > alpha. Như

vậy chấp nhận giả thiết H0: Biến công cụ sử dụng trong mô hình GMM là phù

hợp.

Bảng 4.9: Kết quả tổng hồi hồi quy theo mô hình GMM

(Trang tiếp)

GMM

0.098*

L.RISK

(0.050)

-0.159***

RETURN

(0.014)

0.958***

RETURN2

(0.093)

0.001

INDIV

(0.001)

-0.003**

INSTI

(0.001)

-0.008***

LEV

(0.003)

-0.001**

LNAT

(0.000)

0.000

GROWTH

(0.000)

-0.001* CRISIS

(0.000)

0.034***

_CONS

0.007

1984 N

Standard errors in parentheses

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

4.4.2. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng theo hình GMM phân nhóm theo bản chất

sở hữu của cổ đông lớn.

Với hơn 18 năm hoạt động, thị trường chứng khoán Việt Nam được biết đến như là

một thị trường trẻ, quy mô hoạt động còn khiêm tốn, tuy nhiên TTCK Việt Nam có

tốc độ phát triển nhanh nhất về quy mô và thanh khoản trong khu vực. Thêm vào

đó, làn sóng thoái vốn và cổ phần hóa của các doanh nghiệp nhà nước làm thúc đẩy

thị trường chứng khoán phát triển mạnh mẽ, là một kênh đầu tư hấp dẫn đối các nhà

đầu tư tổ chức, nhà đầu tư cá nhân. Các doanh nghiệp gia đình cũng dần phát triển

và đón nhận dòng vốn đầu tư nhằm tăng quy mô doanh nghiệp từ các tổ chức đầu

tư, tỷ lệ sở hữu và quyền kiểm soát thay đổi và chuyển dịch một phần lớn từ cá nhân

sở hữu ban đầu sang nhà đầu tư tổ chức.

Thách thức lớn về kiểm soát, nhưng đánh đổi lại doanh nghiệp gia đình nhận được

dòng vốn luân chuyển và quản trị điều hành từ các tổ chức đầu tư chuyên nghiệp, từ

đó năng lực quản trị và kiểm soát rủi ro tăng lên. Tuy nhiên, cùng với sự phát triển

mạnh mẽ của hoạt động M&A, không ít các trường hợp các doanh nghiệp gia đình

bị thâu tóm bởi nhà đầu tư tổ chức. Trong bối cảnh cạnh tranh này, các doanh

nghiệp luôn duy trì tỷ lệ sở hữu hợp lý, nắm giữ quyền chi phối về các quyết định

quản trị và điều hành doanh nghiệp. Dưới quan điểm quản trị và chấp nhận rủi ro

khác nhau giữa hai nhóm sở hữu là nhà đầu tư cá nhân và nhà đầu tư tổ chức, tác

giả tiến hành phân tích và kiểm định các giả thiết theo số liệu đã thu thập được trên

góc độ tâm lý quyết định theo các nhóm cụ thể.

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình GMM phân nhóm theo bản chất sở hữu

của cổ đông lớn

Sở hữu bởi Không hữu Sở hữu bởi tổ Không hữu

cá nhân bởi cá nhân chức bởi tổ chức

0.435*** 0.537** 0.129** 0.461*** L.RISK (0.157) (0.266) (0.054) (0.055)

-0.170*** -0.162*** -0.162** -0.212*** RETURN (0.016) (0.022) (0.016) (0.022)

1.360*** 0.625*** 0.843*** 1.819*** RETURN2 (0.150) (0.111) (0.090) (0.185)

-0.002 -0.010** -0.010*** -0.005 LEV (0.003) (0.004) (0.003) (0.004)

-0.000 -0.001 -0.001** 0.001** LNAT (0.000) (0.000) (0.000) (0.001)

0.000 -0.000 0.000 0.001 GROWTH (0.001) (0.001) (0.001) (0.001)

-0.001 -0.000 -0.001 -0.003* CRISIS (0.001) (0.001) (0.001) (0.002)

0.012 0.025*** 0.033*** -0.002 _CONS (0.009) (0.010) (0.007) (0.008)

899 1085 1683 301 N

Standard errors in parentheses

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01

Nguồn số liệu: Số liệu thu thập từ báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và tính

toán của tác giả từ phần mềm Stata 12.

Theo các giả thiết đặt ra trong Chương 2, tác giả tiến hành phân tích kết quả theo

nhóm bản chất sở hữu của cổ đông lớn, để tìm lời giải đáp cho các giả thiết đã đặt

ra. Kết quả hồi quy trong Bảng 4.9 thể hiện kết quả hồi quy theo nhóm bản chất sở

hữu, cùng với kiểm định t-test theo kết quả kiểm định đã thực hiện, tác giả nhận

thấy không có sự khác biệt về giá trị hồi quy về suất sinh lợi và suất sinh lợi bình

phương giữa hai nhóm sở hữu của cá nhân và nhóm sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức.

Giả thiết thứ 2 và thứ 3 liên quan đến sự ảnh hưởng của nhu cầu của cổ đông lớn

trong cuộc đánh đổi giữa suất sinh lợi và rủi ro. Do đó, chúng tôi chọn từ các ví dụ

theo nhóm phân tích gồm doanh nghiệp được sở hữu bởi nhà đầu tư cá nhân (hoặc

gia đình) và nhóm sở hữu không thuộc cá nhân (hoặc gia đình); doanh nghiệp được

sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức và doanh nghiệp không thuộc sở hữu bởi nhà đầu tư

tổ chức, tác giả sử dụng các biến INDIV và INSTI tương ứng. Bảng 4.9 biểu thị

mối quan hệ không tuyến tính giữa rủi ro và suất sinh lợi trong cả hai trường hợp cụ

thể. Và hệ số của suất sinh lợi và suất sinh lợi bình phương hiệu chỉnh có sự thay

đổi độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi điểm tại điểm đảo chiều.

Các doanh nghiệp được sở hữu bởi cá nhân hoặc gia đình có điểm đảo chiều tại mức

suất sinh lợi bằng 6,25%, kết quả này cho thấy tại suất sinh lợi mục tiêu 6,25%

doanh nghiệp sẽ chuyển đổi giữa hành vi chấp nhận rủi ro sang hành vi e ngại rủi

ro. Xét tương tự đối với doanh nghiệp không thuộc sở hữu bởi cá nhân hoặc gia

đình có điểm đảo chiều tại mức suất sinh lợi bằng 12,96%, kết quả này cho thấy

suất sinh lợi mục tiêu cao hơn tại nhóm này với giá trị mức chuyển đổi từ hành vi

chấp nhận rủi ro sang hành vi e ngại rủi ro là tại mức 12,96%. Hơn nữa, độ dốc của

đường cong tại mỗi điểm trước và sau hành vi chuyển đổi quyết định tại doanh

nghiệp được sở hữu bởi cổ đông cá nhân cao hơn doanh nghiệp không được sở hữu

bởi cổ đông cá nhân. Kết quả này xác nhận Giả thiết 2: Hình chữ U thể hiện mối

quan hệ giữa rủi ro và kết quả có độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi

điểm lớn hơn của doanh nghiệp được sở hữu bởi công ty gia đình và doanh

nghiệp không được sở hữu bởi gia đình. Doanh nghiệp được sở hữu bởi cá nhân,

gia đình ưa thích rủi ro hơn nhóm còn lại.

Các doanh nghiệp được sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức có điểm đảo chiều tại mức

suất sinh lợi bằng 9.61%, kết quả này cho thấy tại suất sinh lợi mục tiêu 9,61%

doanh nghiệp sẽ chuyển đổi giữa hành vi chấp nhận rủi ro sang hành vi e ngại rủi

ro. Xét tương tự đối với doanh nghiệp không thuộc sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức có

điểm đảo chiều tại mức suất sinh lợi bằng 5,83%, kết quả này cho thấy suất sinh lợi

mục tiêu thấp hơn tại nhóm này với giá trị mức chuyển đổi từ hành vi chấp nhận rủi

ro sang hành vi e ngại rủi ro là tại mức 5,83%. Hơn nữa, độ dốc của đường cong tại

mỗi điểm trước và sau hành vi chuyển đổi quyết định tại doanh nghiệp được sở hữu

bởi cổ đông là nhà đầu tư tổ chức thấp hơn doanh nghiệp không được sở hữu bởi

nhà đầu tư tổ chức. Kết quả này xác nhận Giả thiết 3: Mối quan hệ hình chữ U

giữa rủi ro và suất sinh lợi có độ dốc của tiếp tuyến đường cong tại mỗi điểm ít

hơn trong các doanh nghiệp được kiểm soát bởi nhà đầu tư tổ chức hơn là các

doanh nghiệp không được kiểm soát bởi nhà đầu tư tổ chức. Doanh nghiệp được

sở hữu bởi nhà đầu tư tổ chức e ngại rủi ro hơn nhóm còn lại.

Trong mô tả phân tích, doanh nghiệp với nhà đầu tư tổ chức như cổ đông có quyền

chi phối, họ chấp nhận rủi ro thấp và có hiệu suất hoạt động tốt hơn các doanh

nghiệp trung bình. Sự giải thích này đề nghị một tác động ngắn hạn của sự lựa chọn

đánh đổi giữa suất sinh lợi và rủi ro. Vì thế nhà đầu tư tổ chức lựa chọn doanh

nghiệp đang trong quy trình kiểm soát cơ bản tác động suất sinh lợi và rủi ro. Kết

quả này tùy thuộc vào sự không nhất quán của nhà đầu tư tổ chức.

CHƯƠNG V: KẾT LUẬN.

5.1 Kết luận

Đề tài nghiên cứu bản chất của sự đánh đổi giữa suất sinh lợi và rủi ro dựa trên tâm

lý hành vi tài chính để ra quyết định, mặc dù hướng nghiên cứu chưa tương đồng

với lý thuyết tài chính truyền thống về đánh đổi rủi ro và suất sinh lợi như mô hình

CAPM. Hướng nghiên cứu này tác giả sử dụng dựa trên nghiên cứu của Jose Maria

Diez-Esteban, Conrado Diego Garcia-Gomez, Felix Javier Lopez-Iturriaga và

Marcos Santamaria-Mariscal (2017) để kiểm chứng thực nghiệm tại các doanh

nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam. Từ đó nhà đầu tư có một góc nhìn

về hành vi của con người dựa trên lý thuyết triển vọng và một phần giải thích

những điểm hạn chế của mô hình CAPM truyền thống. Trong trường hợp suất sinh

lợi không chắc chắn đạt được so với mục tiêu, tâm lý ra quyết định luôn hướng đến

chấp nhận rủi ro hơn mặc dù suất sinh lợi kỳ vọng không được bù đắp tương ứng

trên một đơn vị rủi ro tăng thêm.

Dựa vào các số liệu thu thập được, đề tài nghiên cứu tìm ra được mối tương quan

giữa các biến số, đặc biệt phân tích được hành vi ra quyết định trong từng nhóm bản

chất sở hữu của cổ đông lớn. Theo sự hiểu biết của tác giả, các nghiên cứu về hành

vi trong tài chính đo lường suất sinh lợi và rủi ro chưa được công bố nhiều và chưa

được nghiên cứu chuyên sâu. Nghiên cứu tuy chưa phản ánh hết toàn bộ thông tin

và có những hạn chế nhất định nhưng tương đối phù hợp với đặc thù của nền kinh tế

Việt Nam. Kết quả phân tích có nhiều thông tin chưa đồng nhất với các giả thiết đặt

ra ban đầu, vì khi xem xét vấn đề, tác giả chưa loại bỏ các yếu tố ảnh hưởng đến các

giả thiết và mô hình.

5.2 Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo

Bài nghiên cứu tuy là hướng tiếp cận mới, nhưng vì thời gian và hiểu biết của tác

giả còn hạn hẹp, vì vậy bài nghiên cứu không tránh khỏi những hạn chế và thiếu

xót.

Thứ nhất, tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn biến động theo thời gian trong năm, tác giả

cập nhật dựa trên báo cáo thường niên của doanh nghiệp, hơn nữa thực trạng tồn tại

việc sở hữu chéo và các quan hệ sở hữu chưa đồng nhất, vì vậy sẽ có mức độ sai

lệnh trong khoảng thời gian phát hành báo cáo. Việc công bố thông tin của các

doanh nghiệp chưa thực sự tốt, việc này gây khó khăn trong tìm kiếm và phân tích

dữ liệu. Do vậy bài nghiên cứu chưa sát với thực tế.

Thứ hai, mô hình nghiên cứu chưa phản ánh hết các yếu tố tác động đến rủi ro và

các biến số độc lập trong mô hình như: tỷ lệ lạm phát, rủi ro về thuế đối với doanh

nghiệp, môi trường kinh doanh và đặc thù ngành nghề,.

Thứ ba, bài nghiên cứu có một số biến không có ý nghĩa thống kê do nguồn dữ liệu

chưa được kiểm chứng chính xác hoàn toàn hoặc do độ trễ các biến đối với kỳ tác

động.

Từ các hạn chế nêu trên, tác giả đề xuất hướng nghiên cứu để kiểm chứng chính xác

hơn các số liệu thống kê và phân tích thông qua nguồn dữ liệu tin cậy từ các tổ chức

chuyên về thống kê thu thập dữ liệu chuyên sâu. Bên cạnh đó cần có quy định về

thông tin minh bạch và các chế tài để thông tin tài chính nội tại của doanh nghiệp

được chính xác với thực tế hoạt động sản xuất kinh doanh.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Almazan, A., J. C. Hartzell, L. T. Stark, 2005, Active institutional shareholders and

costs of monitoring: evidence from executive compensation, Financial Management

34 (4), 5-34

Amihud, Y., and K. Li, 2006, The declining information content of dividend

announcements and the effects of institutional holdings, Journal of Financial

Quantitative Analysis, 41 (3), 637-660,

Anderson, R., and D. Reeb, 2003, Founding family ownership and firm

performance: Evidence from the SandP500, Journal of Finance, 58, 1301-1329

Arellano, M., and S. Bond, 1991, Some tests of specification for panel data: Monte

Carlo evidence and an application to employment equations, Review of Economic

Studies, 58 (1994), 277-297

Bae, S. C., K. Chang, E. Kan, 2012, Culture, corporate governance, and dividend

policy: International evidence, Journal of Financial Research, 35, 289-316

Barontini, R., and L. Caprio, 2006, The effect of ownership structure and family

control on firm value and performance: Evidence from Continental Europe,

European Financial Management, 12 (5), 689-723

Bigus, J., 2015, Loss aversion, audit risk judgments, and auditor liability, European

Accounting Review, 24(3), 581-6-6

Black, F., 1972, Capital Market Equilibrium with Restricted Borrowing, The

Journal of Bussiness, 3, 445-455

Bowman, E. A., 1980, Risk-return paradox for strategic management, Sloan

Management Review, 21 (3), 17-31

Bowman, E. H., 1984, Content analysis of annual reports for corporate strategy

and risk, Interfaces, 14, 61-71.

Brick, I. E., O. Palmon, I. Venezia, 2015, On the Relationship between Accoungting

Risk and Return: Is there a (Bowman) paradox?, European Management Review,

12, 99-111.

Bromiley, P., 1991, Testing casual model of corporate risk taking and performance,

Academy of Mangement Journal, 34 (1), 37-59.

Chang, Y., H. Thomas, 1989, The impact of diversification strategy on risk-return

performance, Strategic Management Journal, 10, 271-284.

Charitou, A., E. Neophytou, and C. Charalambous, 2004, Predicting corporate

failure: Empirical evidence for the UK, European Accounting Review, 13 (3), 465-

497.

Chava, S., A. Purnanamdam, 2010, CEOs versus CFOs: Incentives and corporate

policies, Journal of Finacial Economics, 97, 263-278.

Chen, C., and T. Steiner, 1999, Risk-taking behavior and managerial ownership in

depositary institutions, Journal of Financial Research, 21(1), 1-16.

Chou, P. H., R. K. Chou, K. C. Ko, 2009, Prospect theory and the risk-return

paradox: Some recent evidence, Review of Quatitative Finance and Accounting, 33,

193-208.

Colin, Cameron., 2007, Microeconometrics: Methods and Applications, Economic

Record, 83, 112-113

Conrad, G., and I. Plotkin, 1968, Risk/return: U.S Industry pattern, Harvard

Bussiness Review, 46, 90-99.

Coonter, P. H., and D. M. Holland, 1970, Rate of return and business risk, Bell

Journal of Economics, 1, 211-226.

Cornett, M. M., A. J. Marcus, A. Saunders, and H. Tehranian, 2007, The impact of

institutional ownership on corporate operating performance, Journal of Banking

and Finance, 31, 1771-1794.

De Miguel, A., J. Pindado, and C. de la. Torre, 2004, Ownership structure and firm

value: New evidence from Spain, Strategic Managerment Journal, 25(12), 1199-

1207.

Deephouse,. D. L., and R. M. Wiseman, 2000, Comparing alternative explanations

for accounting risk-return relation, Journal of Economic Behaviour and

Orgarnization, 42, 463-482.

DeNederlandscheBank, 2014, Supervision of Behaviour and Culture: Foundations,

practice and future developments [pdf] Available at

https://www.dnb.nl/binaries/Supervision%20of%20Behaviour%20and%20Culture_t

cm46-380398.pdf?2018122411 [Accessed 15 Feb 2019]

Diez-Esteban, J. M., C. D. Garcia-Gomez, F. J. Lopez-Iturriaga and M. Santamaria-

Mariscal, 2017, Corporate risk-taking, returns and the nature of major

shareholders: evidence from Prospect Theory, International Bussiness and Finance,

42, 900-911.

Downward, P., 2003, Applied Economics and the Critical Reaslist Critique, London

Routledge.

Elyasiani, E., J. Jia, 2010, Distribution of institutional ownership and corporate

firm performance, Journal of Banking and Finance, 34, 606-620.

Faccio, M., M. T. Marchica, and R. Mura, 2011, Large Shareholders diversification

and corporate risk-taking, Review of Finance Studies, 24, 3601-3641.

Fama, E. F., and K. R. French, 2004, The capitale asset pricing model: Theory an

evidence, Journal of Econimics Perspective, 18 (3), 25-46.

Fernandez, A. I., A. R. Fonseca, and F. Gonzalez, 2006, Influencia de la estructura

de propiedad sobre el riesgo de la banca espanla, Spainish Journal of Finance and

Acounting, 35 (128), 137-156.

Ferreira, D. E., E. Ornelas, and, J. L. Turner, 2015, Unbunding ownership and

control, Journal of Economics and Management Strategy,24(1), 1-21.

Ferreira, M. A., P. Matos, 2008, The colors of investors’ money: The role of

institutional investors around the world, Journal of Financial Econimics, 88, 499-

533.

Fiegenbaum, A., 1990, Prospect Theory and the risk-return association. An

empirical examination in 85 countries, Journal of Economic Behaviour or

Organization, 14,, 187-203.

Fiegenbaum, A., and H. Thomas, 1988, Attitudes toward risk and the risk-return

paradox: Prospect Theory explanation, Academy of Management Journal, 31 (1),

85-106.

Fiegenbaum, A., and H. Thomas, 2004, Strategic risk and competitive advantage:

an integrative perspective, European Management Review, 1, 84-95.

Frugier, A., 2016, Returns, volatility and investor sentiment: Evidence from

European stock markets, Research in International Bussiness and Finance, 38, 45-

55.

Gomez-Mejia, L. R., Makri, M., and Larraza-Kintana, M., 2010, Diversification

decisions in family-controlled firm, Journal of Management Studies, 47(2), 223-252

Goyal, A., Santa-Clara, P., 2003, Idiosyncratic risk matter!, Journal of Finance, 58,

975-1008

Harbula, P., 2007, The ownership structure, governance, and performance of

French companies, Journal of Applied Corporate Finance, 19(1), 88-101.

Haushalter, G. D., 2000, Financing Policy, Basis Risk, and Corporate Hedging:

Evidence from Oil and Gas Producers. The Journal of Finance, 55, 107-152

Holder-Webb, L., J. Cohen, L. Nath, and D. Wood, 2009, A survey of governance

disclosureas among U.S firms, Journal of Bussiness Ethics, 83(3), 542-563.

Jensen, M. C., W. H. Meckling, 1976, Theory of firm: Managerial behavior, agency

costs and ownership structure, Journal of Finance Economics, 3(4), 305-360.

Kahneman, D., A. Tversky, 1979, Prospect Theory: An analysis of decision under

risk, Econimettica, 47, 263-291.

Kahneman, D., and A. Tversky, 1992, Advances in Prospect Theory: Cumulative

Representation of Uncertainty, Journal of Risk and Uncertainty, 5, 297-323.

Kliger, D., I. Tsur, 2011, Prospect Theory and risk-seeking behavior by troubled

firm, Journal of Behavioral Finance, 12(1), 29-40.

Laughhunn, D. J., D. J. Payne, J. W. Crum, R. Crum, 1980, Managerial risk

preferences for below target returns, Management Science, 26 (12), 1238-1249.

Li, D., F. Moshirian, P. K. Pham, and J. Zein, 2006, When financial institutions are

large sharholders: the role of macro corporate governance emvironment, Journal of

Finance, 61, 2975-3007.

Li, J., J. R Harrison, 2008, National culture and the composition and leadership

structure of boards of director, Corporate Governance; An International

Review,16, 375-385.

Li, K., D. Griffin, H. Yue, L. Zhao, 2013, How does culture influence corporate

risk-taking?, Journal of Corporate Finance, 23, 1-22.

Li, Y., and L. Yang, 2013, Prospect theory, the disposiotn effect, and asset price,

Journal of Financial Economics, 107, 715-739.

Lintner, J., 1965, The valuation of risk assets and the selection of risky investments

in stock portfolios and capital budgets, Review of Economics ans Statistics, 47, 13-

37.

Miller, K. D., P. Bromiley, 1990, Strategic risk and corporate performance: An

analysis of alternatives risk measures, Academy of Finance Journal, 33(4), 756-779

Miller, M. H., F. Modigliani, 1958, The cost of capital, corporation finance and the

theory of investment, American Economic Review, 48(3), 261-297.

Mishra, D. R., 2011, Multiple large shareholders and corporate of risk-taking:

Evidence from East Asia, Corporate Governance: An international review, 19(6),

507-528

Miwa, K., 2016, Investor centiment, stock mispricing and long-term growth

expectations, Research in Internatinal Bussiness and Finance, 36, 414-423.

Morck, R., A. Shleifer, R. Vishny, 1988, Mangement ownership and market

valuation: An empirical analysis, Journal of Financial Economics, 20, 293-315

Morck, R., B. Yeung, 2004, Speccial Issues relating to corporate governance and

family control, World Bank Policy Research Working Paper No. WPS3406.

Naldi, L., M. Nordqvist, K. Sjoberg, J. Wiklund, 2007, Entrepreneurial orientation,

risk taking, and performance in family firms, Family Bussiness Review, 20(1), 33-

Nguyen, P., 2001, Corporate governance and risk taking: Evidence from Japanese

firms, Pacific-Basin Finance Journal, 19(3), 278-297

Nicholas, N., and H. Thaler, 2003, A survey of Bahaviorial Finance, Economics of

Finance, 18(1), 1053-1128.

Nickel, M. N., and M. C. Rodriguez, 2002, A review of research on the negative

accounting relationship between risk and return: Bowman’s paradox, Omage, 30,

1-18.

Palmer, T. B., and R. M. Wiseman, 1999, Decoupling risk taking from income

stream risk uncertainly: A holistic model of risk, Strategic Management Journal, 20,

1037-1062.

Petrou, A. P., and A. Procopiu, 2016, CEO shareholdings and earnings

manipulation: A Behavioural Explanation, European Management Review, 13,

137-148.

Roodman, D., 2009, How to do xtabond2: An introduction to difference and system

GMM in Stata, StataCorp LP, 9, 86-136

Rosenberg, B., K. Reid, and R. Lanstein, 1985, Persuasive Evidence of Market

Inefficiency, Journal of Portfolio Management, 11, 9-17

Ross, S., 1970, The Arbitrage Theory of Capital Asset Pricing, Journal of

Economics, 13, 341-360.

Sharpe, W., 1964, Capital asset prices: A theory of market equilibrium under

conditions of risk, Journal of Finance, 19, 425-442.

Shinha, T., 1994, Prospect Theory and the risk return association: Another look,

Journal of Economic Behaviour and Organization, 24(2), 225-231.

Short, H., H. Zhang, K. Keasey, 2002, The link between dividend policy and

institutional ownership, Journal of Corporate Finance, 8, 105-122

Simon, H., 1987, Making Management Decisions: The Role of Intuition and

Emotion, Academy of Management, 1, 57-64

Skopljak, V., 2012, Capital Structure and Firm Performance in the Financial

Sector: Evidence from Australia, Asian Journal of Finance and Accounting, 1, 278-

298

Smith, C. W., R. M. Stulz, 1985, The Determinants of Firms' Hedging Policies, The

Journal of Financial and Quantitative Analysis, 4, 391-405

Thaler, R.H., 1985. Mental Accounting and Consumer Choice, Marketing Science,

4, 199-214.

Tversky, A., and D. Kahneman, 1979, Prospect Theory: An analysis of decision

under risk, Econometrica, 47, 263-291.

Udayasankar, K., 2008, Corporate social responsibility and firm size, Journal of

Bussiness Ethics, 83(2), 167-175.

Villalonga, B., and Amit, R., 2006, How do family ownership, control and

management affect firm value?, Journal of Financial Economics, 80, 385-417.

Wei, S. X., and Zhang, C., 2005, Idiosyncratic risk does not matter: A re-

examination of the relationship between average returns and average volatilities,

Journal of Banking and Finance, 29, 603-621.

Wintoki, M. B., J. S. Linck, J. M. Netter, Endogeneity and the dynamics of internal

corporate governance, Journal of Financial Economics, 105, 581-606.

Wiseman, R. M., and Gomez-Mejia, L. R., 1988, A behavioural agency model of

managerial risk taking, Academy of Management Review, 23 (1), 133-153.

.* Thống kê mô tả

. univar risk return indiv insti lev lnat growth crisis

-------------- Quantiles --------------

Variable n Mean S.D. Min .25 Mdn .75 Max

-------------------------------------------------------------------------------

risk 2232 0.02 0.02 0.00 0.00 0.01 0.02 0.12

return 2232 0.06 0.07 -0.12 0.02 0.05 0.09 0.29

indiv 2232 0.44 0.50 0.00 0.00 0.00 1.00 1.00

insti 2232 0.84 0.36 0.00 1.00 1.00 1.00 1.00

lev 2232 0.51 0.23 0.05 0.33 0.55 0.68 0.95

lnat 2232 13.58 1.37 10.65 12.57 13.50 14.41 17.10

growth 2232 0.26 0.87 -0.73 -0.05 0.10 0.28 6.22

crisis 2232 0.56 0.50 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

-------------------------------------------------------------------------------

. *Kiểm định tự tương quan

. corr risk return indiv insti lev lnat growth crisis

(obs=2,232)

| risk return indiv insti lev lnat growth crisis

-------------+------------------------------------------------------------------- -----

risk | 1.0000

return | 0.1229 1.0000

indiv | 0.0244 -0.0939 1.0000

insti | -0.0969 0.0616 -0.3845 1.0000

lev | -0.1773 -0.4079 -0.0172 0.0716 1.0000

lnat | -0.1134 -0.0550 -0.0224 0.1128 0.2566 1.0000

growth | 0.0596 0.0740 0.0495 -0.0856 -0.0209 0.0000 1.0000

crisis | -0.0625 -0.1258 0.1087 0.0119 -0.0258 0.1446 -0.0954 1.0000

PHỤ LỤC

. * Thống kê mô tả theo nhóm sở hữu

. univar risk return indiv insti lev lnat growth crisis if indiv==0

-------------- Quantiles --------------

Variable n Mean S.D. Min .25 Mdn .75 Max

-------------------------------------------------------------------------------

risk 1256 0.02 0.02 0.00 0.00 0.01 0.02 0.12

return 1256 0.07 0.07 -0.12 0.02 0.05 0.10 0.29

indiv 1256 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00

insti 1256 0.97 0.18 0.00 1.00 1.00 1.00 1.00

lev 1256 0.51 0.23 0.05 0.32 0.56 0.68 0.95

lnat 1256 13.60 1.35 10.65 12.59 13.55 14.36 17.10

growth 1256 0.22 0.76 -0.73 -0.04 0.10 0.25 6.22

crisis 1256 0.51 0.50 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

-------------------------------------------------------------------------------

. univar risk return indiv insti lev lnat growth crisis if indiv==1

-------------- Quantiles --------------

Variable n Mean S.D. Min .25 Mdn .75 Max

-------------------------------------------------------------------------------

risk 976 0.02 0.02 0.00 0.00 0.01 0.02 0.12

return 976 0.05 0.06 -0.12 0.01 0.04 0.08 0.29

indiv 976 1.00 0.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00

insti 976 0.69 0.46 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

lev 976 0.51 0.22 0.05 0.34 0.53 0.67 0.95

lnat 976 13.54 1.39 10.65 12.53 13.42 14.48 17.10

growth 976 0.31 0.99 -0.73 -0.07 0.10 0.32 6.22

crisis 976 0.62 0.49 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

-------------------------------------------------------------------------------

. univar risk return indiv insti lev lnat growth crisis if insti==0

-------------- Quantiles --------------

Variable n Mean S.D. Min .25 Mdn .75 Max

-------------------------------------------------------------------------------

risk 347 0.02 0.02 0.00 0.01 0.02 0.03 0.12

return 347 0.05 0.07 -0.12 0.01 0.04 0.08 0.29

indiv 347 0.88 0.32 0.00 1.00 1.00 1.00 1.00

insti 347 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00

lev 347 0.47 0.23 0.05 0.28 0.49 0.65 0.95

lnat 347 13.22 1.31 10.65 12.44 13.10 13.98 17.10

growth 347 0.43 1.26 -0.73 -0.11 0.09 0.34 6.22

crisis 347 0.54 0.50 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

-------------------------------------------------------------------------------

. univar risk return indiv insti lev lnat growth crisis if insti==1

-------------- Quantiles --------------

Variable n Mean S.D. Min .25 Mdn .75 Max

-------------------------------------------------------------------------------

risk 1885 0.02 0.02 0.00 0.00 0.01 0.02 0.12

return 1885 0.06 0.07 -0.12 0.02 0.05 0.09 0.29

indiv 1885 0.36 0.48 0.00 0.00 0.00 1.00 1.00

insti 1885 1.00 0.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00

lev 1885 0.52 0.22 0.05 0.34 0.55 0.68 0.95

lnat 1885 13.64 1.37 10.65 12.61 13.58 14.47 17.10

growth 1885 0.23 0.77 -0.73 -0.04 0.10 0.27 6.22

crisis 1885 0.56 0.50 0.00 0.00 1.00 1.00 1.00

-------------------------------------------------------------------------------

. * Kiểm định t-test cho các biến số theo nhóm sở hữu

. ttest risk,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 .0167706 .000602 .0213337 .0155896 .0179515

1 | 976 .0177964 .0006476 .0202314 .0165255 .0190672

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .0172191 .0004415 .0208605 .0163532 .018085

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.0010258 .0008901 -.0027713 .0007196

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -1.1525

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.1246 Pr(|T| > |t|) = 0.2492 Pr(T > t) = 0.8754

. ttest return,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 .0659425 .0019622 .0695395 .062093 .069792

1 | 976 .053208 .0020358 .0635989 .049213 .0572029

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .060374 .0014243 .0672893 .0575809 .0631671

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | .0127346 .0028592 .0071276 .0183416

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = 4.4539

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 1.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 0.0000

. ttest lev,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 .5130379 .006427 .2277749 .500429 .5256469

1 | 976 .5052142 .0071534 .2234795 .4911764 .5192521

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .5096168 .0047813 .2258896 .5002405 .5189931

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | .0078237 .0096396 -.0110797 .0267272

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = 0.8116

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.7915 Pr(|T| > |t|) = 0.4171 Pr(T > t) = 0.2085

. ttest lnat,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 13.60428 .0381851 1.353284 13.52936 13.67919

1 | 976 13.5424 .0444442 1.388481 13.45518 13.62962

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 13.57722 .0289734 1.368822 13.5204 13.63404

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | .0618777 .0584067 -.0526594 .1764149

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = 1.0594

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.8552 Pr(|T| > |t|) = 0.2895 Pr(T > t) = 0.1448

. ttest growth,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 .2229793 .0214238 .7592603 .180949 .2650097

1 | 976 .3097817 .0317375 .9915105 .2475 .3720633

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .2609359 .0184013 .8693526 .2248504 .2970214

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.0868023 .0370584 -.159475 -.0141297

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -2.3423

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.0096 Pr(|T| > |t|) = 0.0193 Pr(T > t) = 0.9904

. ttest crisis,by(indiv)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 1,256 .5079618 .0141121 .5001357 .4802758 .5356478

1 | 976 .6168033 .0155698 .4864149 .5862492 .6473574

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .5555556 .0105202 .4970153 .5349252 .5761859

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.1088415 .021087 -.1501938 -.0674892

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -5.1615

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 1.0000

. **

. ttest risk,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 .0219317 .0012381 .0230639 .0194965 .0243669

1 | 1,885 .0163516 .000468 .0203168 .0154338 .0172694

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .0172191 .0004415 .0208605 .0163532 .018085

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | .0055801 .0012131 .0032012 .007959

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = 4.5999

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 1.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 0.0000

. ttest return,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 .0507129 .0035776 .0666436 .0436763 .0577495

1 | 1,885 .0621525 .0015495 .0672739 .0591136 .0651914

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .060374 .0014243 .0672893 .0575809 .0631671

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.0114396 .0039241 -.0191349 -.0037442

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -2.9152

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.0018 Pr(|T| > |t|) = 0.0036 Pr(T > t) = 0.9982

. ttest lev,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 .4719452 .0122702 .2285686 .4478116 .4960788

1 | 1,885 .5165516 .005177 .2247668 .5063984 .5267048

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .5096168 .0047813 .2258896 .5002405 .5189931

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.0446063 .0131645 -.0704224 -.0187903

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -3.3884

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.0004 Pr(|T| > |t|) = 0.0007 Pr(T > t) = 0.9996

. ttest lnat,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 13.21755 .0703835 1.3111 13.07911 13.35598

1 | 1,885 13.64343 .0315376 1.369257 13.58158 13.70528

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 13.57722 .0289734 1.368822 13.5204 13.63404

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.4258833 .079468 -.5817222 -.2700443

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -5.3592

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 1.0000

. ttest growth,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 .4344055 .0677357 1.261777 .3011799 .5676311

1 | 1,885 .2290028 .0177818 .7720253 .1941287 .2638769

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .2609359 .0184013 .8693526 .2248504 .2970214

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | .2054027 .0506083 .1061584 .304647

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = 4.0587

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 1.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0001 Pr(T > t) = 0.0000

. ttest crisis,by(insti)

Two-sample t test with equal variances

------------------------------------------------------------------------------

Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

---------+--------------------------------------------------------------------

0 | 347 .5417867 .0267861 .4989703 .4891026 .5944709

1 | 1,885 .5580902 .0114414 .4967458 .5356511 .5805293

---------+--------------------------------------------------------------------

combined | 2,232 .5555556 .0105202 .4970153 .5349252 .5761859

---------+--------------------------------------------------------------------

diff | -.0163034 .0290378 -.0732473 .0406404

------------------------------------------------------------------------------

diff = mean(0) - mean(1) t = -0.5615

Ho: diff = 0 degrees of freedom = 2230

Ha: diff < 0 Ha: diff != 0 Ha: diff > 0

Pr(T < t) = 0.2873 Pr(|T| > |t|) = 0.5745 Pr(T > t) = 0.7127

. * Kết quả hồi quy mô hình

. xtabond2 risk l.risk return return2 indiv insti lev lnat growth crisis,gmm(l.risk ,lag(1 1)) iv(return return2 indiv insti lev lnat growth c

> risis) two

Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.

Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.

Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation.

Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.

Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM

------------------------------------------------------------------------------

Group variable: id Number of obs = 1984

Time variable : year Number of groups = 248

Number of instruments = 23 Obs per group: min = 8

Wald chi2(9) = 283.55 avg = 8.00

Prob > chi2 = 0.000 max = 8

------------------------------------------------------------------------------

risk | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

-------------+----------------------------------------------------------------

risk |

L1. | .0979002 .0504206 1.94 0.052 -.0009224 .1967227

return | -.1593348 .0138136 -11.53 0.000 -.186409 -.1322607

return2 | .9582266 .0930164 10.30 0.000 .7759178 1.140535

indiv | .0010522 .0009301 1.13 0.258 -.0007707 .0028752

insti | -.0026308 .0013233 -1.99 0.047 -.0052244 -.0000371

lev | -.0076146 .0026286 -2.90 0.004 -.0127666 -.0024627

lnat | -.0009006 .000407 -2.21 0.027 -.0016984 -.0001028

growth | .0004215 .0004763 0.88 0.376 -.0005121 .0013551

crisis | -.0012458 .0007188 -1.73 0.083 -.0026546 .0001629

_cons | .0344604 .0068819 5.01 0.000 .0209722 .0479487

------------------------------------------------------------------------------

Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable.

Instruments for first differences equation

Standard

D.(return return2 indiv insti lev lnat growth crisis)

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

L.L.risk

Instruments for levels equation

Standard

return return2 indiv insti lev lnat growth crisis

_cons

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

D.L.risk

------------------------------------------------------------------------------

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -6.48 Pr > z = 0.000

Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.72 Pr > z = 0.474

------------------------------------------------------------------------------

Sargan test of overid. restrictions: chi2(13) = 120.04 Prob > chi2 = 0.000

(Not robust, but not weakened by many instruments.)

Hansen test of overid. restrictions: chi2(13) = 17.84 Prob > chi2 = 0.164

(Robust, but weakened by many instruments.)

Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets:

GMM instruments for levels

Hansen test excluding group: chi2(6) = 8.18 Prob > chi2 = 0.226

Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 9.67 Prob > chi2 = 0.208

iv(return return2 indiv insti lev lnat growth crisis)

Hansen test excluding group: chi2(5) = 12.62 Prob > chi2 = 0.027

Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 5.23 Prob > chi2 = 0.733

. est store a1

. esttab a1 , se(%12.3f) b(%12.3f)star(* 0.10 ** 0.05 *** 0.01) gaps ar2 bic scalars(rss) mtitles("GMM") title("Tong Hop")

Tong Hop

----------------------------

(1)

GMM

----------------------------

L.risk 0.098*

(0.050)

return -0.159***

(0.014)

return2 0.958***

(0.093)

indiv 0.001

(0.001)

insti -0.003**

(0.001)

lev -0.008***

(0.003)

lnat -0.001**

(0.000)

growth 0.000

(0.000)

crisis -0.001*

(0.001)

_cons 0.034***

(0.007)

----------------------------

N 1984

adj. R-sq

BIC .

rss

----------------------------

Standard errors in parentheses

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01

. *Kết quả hồi quy mô hình theo nhóm sở hữu

. xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if indiv==1,gmm(l.risk ,lag(2 2)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t

> wo

Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.

Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.

Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation.

Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.

Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM

------------------------------------------------------------------------------

Group variable: id Number of obs = 899

Time variable : year Number of groups = 162

Number of instruments = 19 Obs per group: min = 1

Wald chi2(7) = 200.95 avg = 5.55

Prob > chi2 = 0.000 max = 8

------------------------------------------------------------------------------

risk | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

-------------+----------------------------------------------------------------

risk |

L1. | .4345612 .1569349 2.77 0.006 .1269746 .7421479

return | -.1699348 .0164457 -10.33 0.000 -.2021678 -.1377018

return2 | 1.360486 .1497294 9.09 0.000 1.067022 1.65395

lev | -.0019304 .0030438 -0.63 0.526 -.0078961 .0040353

lnat | -.0000214 .0004383 -0.05 0.961 -.0008805 .0008377

growth | .0003861 .0006558 0.59 0.556 -.0008992 .0016714

crisis | -.0013444 .0011102 -1.21 0.226 -.0035204 .0008316

_cons | .0117798 .0090736 1.30 0.194 -.0060041 .0295638

------------------------------------------------------------------------------

Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable.

Instruments for first differences equation

Standard

D.(return return2 lev lnat growth crisis)

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

L2.L.risk

Instruments for levels equation

Standard

return return2 lev lnat growth crisis

_cons

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

DL.L.risk

------------------------------------------------------------------------------

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.90 Pr > z = 0.000

Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.84 Pr > z = 0.401

------------------------------------------------------------------------------

Sargan test of overid. restrictions: chi2(11) = 35.09 Prob > chi2 = 0.000

(Not robust, but not weakened by many instruments.)

Hansen test of overid. restrictions: chi2(11) = 14.88 Prob > chi2 = 0.188

(Robust, but weakened by many instruments.)

Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets:

GMM instruments for levels

Hansen test excluding group: chi2(5) = 6.08 Prob > chi2 = 0.298

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 8.80 Prob > chi2 = 0.185

iv(return return2 lev lnat growth crisis)

Hansen test excluding group: chi2(5) = 5.75 Prob > chi2 = 0.332

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 9.13 Prob > chi2 = 0.166

. est store a1

. xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if indiv==0,gmm(l.risk ,lag(2 2)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t

> wo

Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.

Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.

Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation.

Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.

Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM

------------------------------------------------------------------------------

Group variable: id Number of obs = 1085

Time variable : year Number of groups = 191

Number of instruments = 19 Obs per group: min = 1

Wald chi2(7) = 105.84 avg = 5.68

Prob > chi2 = 0.000 max = 8

------------------------------------------------------------------------------

risk | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

-------------+----------------------------------------------------------------

risk |

L1. | .5367092 .2662385 2.02 0.044 .0148913 1.058527

return | -.162227 .0222316 -7.30 0.000 -.2058 -.1186539

return2 | .6249212 .111263 5.62 0.000 .4068497 .8429928

lev | -.0103598 .0040476 -2.56 0.010 -.0182931 -.0024266

lnat | -.0005925 .0004863 -1.22 0.223 -.0015457 .0003607

growth | -.0001632 .0008674 -0.19 0.851 -.0018632 .0015368

crisis | -.0002571 .0008944 -0.29 0.774 -.0020101 .0014958

_cons | .0245384 .0095231 2.58 0.010 .0058734 .0432034

------------------------------------------------------------------------------

Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable.

Instruments for first differences equation

Standard

D.(return return2 lev lnat growth crisis)

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

L2.L.risk

Instruments for levels equation

Standard

return return2 lev lnat growth crisis

_cons

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

DL.L.risk

------------------------------------------------------------------------------

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.11 Pr > z = 0.002

Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.23 Pr > z = 0.217

------------------------------------------------------------------------------

Sargan test of overid. restrictions: chi2(11) = 33.51 Prob > chi2 = 0.000

(Not robust, but not weakened by many instruments.)

Hansen test of overid. restrictions: chi2(11) = 14.14 Prob > chi2 = 0.225

(Robust, but weakened by many instruments.)

Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets:

GMM instruments for levels

Hansen test excluding group: chi2(5) = 7.66 Prob > chi2 = 0.176

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 6.48 Prob > chi2 = 0.372

iv(return return2 lev lnat growth crisis)

Hansen test excluding group: chi2(5) = 6.69 Prob > chi2 = 0.245

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 7.45 Prob > chi2 = 0.281

. est store a2

. xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if insti==1,gmm(l.risk ,lag(1 1)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t

> wo

Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.

Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.

Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation.

Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.

Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM

------------------------------------------------------------------------------

Group variable: id Number of obs = 1683

Time variable : year Number of groups = 235

Number of instruments = 21 Obs per group: min = 1

Wald chi2(7) = 196.38 avg = 7.16

Prob > chi2 = 0.000 max = 8

------------------------------------------------------------------------------

risk | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

-------------+----------------------------------------------------------------

risk |

L1. | .1294019 .0535971 2.41 0.016 .0243534 .2344503

return | -.1617254 .0163028 -9.92 0.000 -.1936782 -.1297726

return2 | .8428705 .090478 9.32 0.000 .6655368 1.020204

lev | -.0097003 .0029384 -3.30 0.001 -.0154594 -.0039412

lnat | -.0009113 .0003996 -2.28 0.023 -.0016946 -.0001281

growth | .0003013 .0005076 0.59 0.553 -.0006936 .0012961

crisis | -.0006467 .0007311 -0.88 0.376 -.0020797 .0007863

_cons | .0334363 .006664 5.02 0.000 .0203752 .0464975

------------------------------------------------------------------------------

Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable.

Instruments for first differences equation

Standard

D.(return return2 lev lnat growth crisis)

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

L.L.risk

Instruments for levels equation

Standard

return return2 lev lnat growth crisis

_cons

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

D.L.risk

------------------------------------------------------------------------------

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.95 Pr > z = 0.000

Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.51 Pr > z = 0.609

------------------------------------------------------------------------------

Sargan test of overid. restrictions: chi2(13) = 112.48 Prob > chi2 = 0.000

(Not robust, but not weakened by many instruments.)

Hansen test of overid. restrictions: chi2(13) = 17.62 Prob > chi2 = 0.172

(Robust, but weakened by many instruments.)

Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets:

GMM instruments for levels

Hansen test excluding group: chi2(6) = 8.04 Prob > chi2 = 0.235

Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 9.58 Prob > chi2 = 0.213

iv(return return2 lev lnat growth crisis)

Hansen test excluding group: chi2(7) = 15.19 Prob > chi2 = 0.034

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 2.43 Prob > chi2 = 0.876

. est store a3

. xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if insti==0,gmm(l.risk ,lag(3 3)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t

> wo

Favoring space over speed. To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm.

Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular.

Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation.

Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative.

Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM

------------------------------------------------------------------------------

Group variable: id Number of obs = 301

Time variable : year Number of groups = 81

Number of instruments = 17 Obs per group: min = 1

Wald chi2(7) = 298.09 avg = 3.72

Prob > chi2 = 0.000 max = 8

------------------------------------------------------------------------------

risk | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]

-------------+----------------------------------------------------------------

risk |

L1. | .4610701 .0546198 8.44 0.000 .3540173 .5681229

return | -.2115566 .0220219 -9.61 0.000 -.2547188 -.1683944

return2 | 1.819147 .1849152 9.84 0.000 1.45672 2.181574

lev | -.005359 .0036839 -1.45 0.146 -.0125793 .0018614

lnat | .0012083 .0005415 2.23 0.026 .0001471 .0022696

growth | .0010115 .0009416 1.07 0.283 -.000834 .002857

crisis | -.0034094 .0017662 -1.93 0.054 -.006871 .0000523

_cons | -.0020062 .0075145 -0.27 0.789 -.0167344 .012722

------------------------------------------------------------------------------

Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable.

Instruments for first differences equation

Standard

D.(return return2 lev lnat growth crisis)

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

L3.L.risk

Instruments for levels equation

Standard

return return2 lev lnat growth crisis

_cons

GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed)

DL2.L.risk

------------------------------------------------------------------------------

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.31 Pr > z = 0.001

Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.25 Pr > z = 0.802

------------------------------------------------------------------------------

Sargan test of overid. restrictions: chi2(9) = 12.28 Prob > chi2 = 0.198

(Not robust, but not weakened by many instruments.)

Hansen test of overid. restrictions: chi2(9) = 6.64 Prob > chi2 = 0.675

(Robust, but weakened by many instruments.)

Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets:

GMM instruments for levels

Hansen test excluding group: chi2(4) = 2.70 Prob > chi2 = 0.609

Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 3.94 Prob > chi2 = 0.558

iv(return return2 lev lnat growth crisis)

Hansen test excluding group: chi2(3) = 0.46 Prob > chi2 = 0.928

Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 6.18 Prob > chi2 = 0.403

. est store a4

.*Phương trình tổng hợp

. esttab a1 a2 a3 a4 , se(%12.3f) b(%12.3f)star(* 0.10 ** 0.05 *** 0.01) gaps ar2 bic scalars(rss) mtitles("Family" "Non-Family" "IV-owner" "N

> on iv owner") title("Phuong trinh tong hop")

Phuong trinh tong hop

----------------------------------------------------------------------------

(1) (2) (3) (4)

Family Non-Family IV-owner Non iv owner

----------------------------------------------------------------------------

L.risk 0.435*** 0.537** 0.129** 0.461***

(0.157) (0.266) (0.054) (0.055)

return -0.170*** -0.162*** -0.162*** -0.212***

(0.016) (0.022) (0.016) (0.022)

return2 1.360*** 0.625*** 0.843*** 1.819***

(0.150) (0.111) (0.090) (0.185)

lev -0.002 -0.010** -0.010*** -0.005

(0.003) (0.004) (0.003) (0.004)

lnat -0.000 -0.001 -0.001** 0.001**

(0.000) (0.000) (0.000) (0.001)

growth 0.000 -0.000 0.000 0.001

(0.001) (0.001) (0.001) (0.001)

crisis -0.001 -0.000 -0.001 -0.003*

(0.001) (0.001) (0.001) (0.002)

_cons 0.012 0.025*** 0.033*** -0.002

(0.009) (0.010) (0.007) (0.008)

----------------------------------------------------------------------------

N 899 1085 1683 301

adj. R-sq

BIC . . . .

rss

----------------------------------------------------------------------------

Standard errors in parentheses

* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01

end of do-file

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Đo lường mức chấp nhận rủi ro tương ứng với suất sinh lợi mục tiêu và suất sinh lợi kỳ vọng được chi phối bởi cổ đông lớn

NGUYỄN DUY LUÂN

ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG

VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI

KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐÔNG LỚN

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGUYỄN DUY LUÂN

ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG

VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI

KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐÔNG LỚN

i,t + β3 INDIVi,t + β4 INSTIi,t + β5

N R U T E R

K S I R

V I D N I

I T S N I

V E L

T A N L

H T W O R G

S I S I R C

1.0000

0.1229

1.0000

0.0244

-0.0939

1.0000

-0.0969

0.0616

-0.3845

1.0000

-0.1773

-0.4079

-0.0172

0.0716

1.0000

-0.1134

-0.0550

-0.0224

0.1128

0.2566

1.0000

0.0740

0.0495

-0.0856

-0.0209

0.0000

1.0000

-0.0625

-0.1258

0.1087

0.0119

-0.0258

0.1446

-0.0954

1.0000

Có thể bạn quan tâm

Bài tập lớn: Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh tế

Các yếu tố tác động đến khả năng sinh lời tại các công ty thuộc nhóm ngành xây dựng niêm yết trên sàn chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

Bài giảng Tài chính quốc tế - Th.S Đoàn Thị Thu Trang

Bài giảng Tài chính quốc tế - PGS.TS. Đặng Ngọc Đức

Bài giảng Quản trị rủi ro tài chính - Học viện Ngân hàng

Bài giảng Kế toán ngân hàng thương mại - Trường Đại học Thương mại

Bài giảng Tài chính doanh nghiệp - ThS. Võ Thiên Trang

Bài giảng môn học Thanh toán quốc tế - GV. Nguyễn Thị Thanh Trúc

Luận án Tiến sĩ: Quản trị rủi ro trong đào tạo nghề tại các trường cao đẳng thuộc Bộ Công thương

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu các nhân tố tác động đến hạn mức chi trả bảo hiểm tiền gửi ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Bài giảng môn Quản trị rủi ro - Chương 1: Tổng quan về rủi ro và quản trị rủi ro

Bài giảng môn Quản trị rủi ro - Chương 2: Nhận dạng rủi ro

Bài giảng môn Quản trị rủi ro - Chương 3: Đo lường rủi ro

Bài giảng môn Quản trị rủi ro - Chương 4: Kiểm soát và tài trợ

Bài giảng môn Quản trị rủi ro - Chương 5: Chuyển giao tài trợ rủi ro

Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Buôn Hồ (Đắk Lắk)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Quản trị rủi ro trong đào tạo nghề tại các trường cao đẳng thuộc Bộ Công thương

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum

Luận án Tiến sĩ: Cơ cấu bệnh tim mạch và chất lượng cuộc sống của người cao tuổi mắc suy tim, rung nhĩ điều trị tại Bệnh viện Thống Nhất, thành phố Hồ Chí Minh

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng giải pháp đảm bảo an toàn thông tin cho quá trình học liên kết dựa trên mật mã