Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH TÚY

MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU,

QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP –

BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2016

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

--------o0o--------

NGUYỄN THỊ THANH TÚY

MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU,

QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP –

BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

GS. TS. TRẦN NGỌC THƠ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2016

LỜI CAM ĐOAN

Luận văn với đề tài “Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty

và giá trị doanh nghiệp – Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam” được tôi thực hiện

thông qua việc vận dụng các kiến thức đã học dưới sự hướng dẫn, góp ý của GS.TS.

Trần Ngọc Thơ.

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của tôi, các số liệu được sử dụng trong

luận văn này là hoàn toàn trung thực và được xử lý khách quan. Các tham khảo dùng

trong luận văn được trích dẫn đầy đủ, rõ ràng. Các kết quả của luận văn chưa từng

được công bố ở bất cứ công trình nghiên cứu nào.

TP. Hồ Chí Minh, ngày 26 tháng 07 năm 2016

Người thực hiện luận văn

NGUYỄN THỊ THANH TÚY

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG

TÓM TẮT .................................................................................................................. 1

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 2

1.1 Lý do thực hiện nghiên cứu................................................................................... 2

1.2 Mục tiêu và các câu hỏi nghiên cứu ...................................................................... 3

1.3 Đối tượng và phương pháp nghiên cứu ................................................................. 4

1.4 Ý nghĩa nghiên cứu ............................................................................................... 4

1.5 Kết cấu của luận văn ............................................................................................. 5

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT ........................................................................ 6

2.1 Khung lý thuyết ..................................................................................................... 6

2.1.1 Khái niệm về quản trị công ty ........................................................................ 6

2.1.2 Lý thuyết đại diện .......................................................................................... 9

2.2 Tổng quan các nghiên cứu và bằng chứng thực nghiệm .................................... 10

2.2.1 Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty ............... 10

2.2.2 Mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp ......................... 16

2.2.3 Mối quan hệ giữa tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị

doanh nghiệp ......................................................................................................... 20

CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ......................... 25

3.1 Dữ liệu nghiên cứu .............................................................................................. 25

3.2 Phương pháp nghiên cứu ..................................................................................... 26

3.2.1 Mô hình nghiên cứu .................................................................................... 26

3.2.2 Mô tả các biến .............................................................................................. 28

3.2.2.1 Biến quản trị công ty (CG) ............................................................... 28

3.2.2.2 Biến giá trị doanh nghiệp (Q) .......................................................... 32

3.2.2.3 Biến đại diện cho tính thanh khoản cổ phiếu ................................... 33

3.2.2.4 Tổng tài sản (TA – total assets) ....................................................... 34

3.2.2.5 Doah thu bán hàng (SALES) ............................................................ 35

3.2.2.6 Đòn bẩy tài chính (LEV - leverage) ................................................. 35

3.2.2.7 Tỷ suất sinh lợi tích lũy (CRET - cumulative return) ....................... 36

3.3 Phát biểu giả thuyết nghiên cứu .......................................................................... 37

3.4 Phương pháp nghiên cứu và cách thức thực hiện ............................................... 39

3.4.1 Giới thiệu về mô hình SUR ......................................................................... 39

3.4.2 Các phương pháp ước lượng mô hình SUR ................................................. 42

3.4.3 Các bước thực hiện hồi quy ......................................................................... 45

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.............................................................. 51

4.1 Phân tích thống kê mô tả ..................................................................................... 51

4.2 Phân tích tương quan ........................................................................................... 56

4.3 Kiểm định sự phù hợp của phương pháp nghiên cứu ......................................... 57

4.4 Lựa chọn mô hình ............................................................................................... 58

4.4.1 Lựa chọn phương pháp đo lường quản trị công ty ...................................... 59

4.4.2 Lựa chọn phương pháp đo lường tính thanh khoản cổ phiếu ...................... 59

4.5 Phân tích các kết quả nghiên cứu ........................................................................ 62

4.5.1 Kết quả về mối quan hệ giữa tính thanh khoản và quản trị công ty ............ 62

4.5.2 Kết quả về mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp ....... 63

4.5.3 Kết quả về quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá

trị doanh nghiệp .................................................................................................... 64

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN ...................................................................................... 65

5.1 Kết luận ............................................................................................................... 65

5.2 Một số khuyến nghị ............................................................................................. 67

5.3 Điểm mới và hạn chế của luận văn ..................................................................... 68

5.3.1 Điểm mới của đề tài ..................................................................................... 68

5.3.2 Hạn chế về bộ dữ liệu .................................................................................. 69

5.3.3 Hạn chế về xây dựng biến đại diện cho quản trị công ty ............................. 70

5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu mở rộng của đề tài ................................................... 70

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

STT Tên viết tắt Tên đầy đủ

1 CEO Chief Executive Officer - Giám đốc điều hành

2 CG Corporate Governance – Quản trị công ty

3 CGI Corporate Govemance Index - Chỉ số điểm quản trị công ty

4 ĐHĐCĐ Đại Hội Đồng Cổ Đông

5 HĐQT Hội đồng quản trị

6 HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

7 HSX Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh

8 IFC International Finance Corporation – Tổ chức Tài Chính Quốc Tế

9 LIQ Liquidity – Thanh khoản của cổ phiếu

10 NYSE New York Stock Exchange – Sở chứng khoán New York

11 OECD Organization for economic cooperation and development - Tổ

chức hợp tác và phát triển kinh tế

12 SUR Seemly Unrelated Regession - Hồi quy có vẻ không liên quan

DANH MỤC BẢNG

Bảng 2.1. Tóm lược các kết quả nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa tính

thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp ......................... 21

Bảng 3.1. Tổng hợp tóm tắt mô tả các biến sử dụng trong mô hình ......................... 36

Bảng 3.2. Tổng hợp dấu kỳ vọng của các biến trong mô hình cơ sở ........................ 38

Bảng 4.1. Bảng thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình ............................ 55

Bảng 4.2. Ma trận hệ số tương quan từng cặp giữa các biến nghiên cứu ................ 56

Bảng 4.3 Kết quả kiểm định về tính độc lập của các phần dư trong mỗi hệ phương

trình ........................................................................................................................... 57

Bảng 4.4 Kết quả hệ số tương quan giữa hai phần dư .............................................. 57

Bảng 4.5 Tổng hợp kết quả ước lượng mô hình theo 2 phương pháp đo lường quản

trị công ty .................................................................................................................. 58

Bảng 4.6 Bảng tổng hợp kết quả hồi quy 3 mô hình................................................. 60

TÓM TẮT

Dựa trên nguồn dữ liệu của 212 công ty phi tài chính niêm yết trên sở giao dịch

chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HSX) và sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

(HNX) trong giai đoạn 2009 – 2015, bài nghiên cứu này kế thừa nghiên cứu của

Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) nhằm thực hiện kiểm định giả thuyết tính thanh

khoản có làm cải thiện chất lượng quản trị công ty và quản trị công ty tốt hơn thì có

nâng cao giá trị của các doanh nghiệp Việt Nam hay không, đồng thời tìm ra xu

hướng tác động giữa thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối quan hệ tích cực giữa tính thanh khoản cổ

phiếu với quản trị công ty. Bên cạnh đó, kết quả cũng cho thấy một sự ảnh hưởng

tích cực của quản trị công ty đến giá trị doanh nghiệp. Theo đó, cứ 10% tăng lên

trong khối lượng cổ phiếu giao dịch thì quản trị công ty gia tăng hiệu quả 0.428%

và đến lượt mình, mức độ tăng lên của quản trị công ty làm gia tăng 3.79% giá trị

doanh nghiệp. Đề tài đã làm sáng tỏ vai trò của thanh khoản đối với quản trị công ty

và giá trị doanh nghiệp cũng như khẳng định tầm quan trọng của quản trị công ty.

Từ khóa: Quản trị công ty (corporate governance), thanh khoản (Liquidity), giá trị

doanh nghiệp (Tobin’s Q)

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1 Lý do thực hiện nghiên cứu

Việc tăng cường quản trị có vai trò rất quan trọng trong bất kì doanh nghiệp nào,

nhất là đối với doanh nghiệp ở các quốc gia có nền kinh tế mới nổi. Quản trị công ty

tốt sẽ thúc đẩy năng lực hoạt động và tăng cường khả năng tiếp cận các nguồn vốn

bên ngoài, thu hút đầu tư, từ đó góp phần tích cực vào việc tăng cường giá trị doanh

nghiệp. Trong xu hướng hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế ASEAN cũng như thu

hút vốn đầu tư nước ngoài, chính phủ tiếp tục đẩy mạnh việc thực hiện cổ phần hóa

các doanh nghiệp nhà nước, minh bạch tài chính, nâng cao hiệu quả quản trị và tính

cạnh tranh cho các doanh nghiệp. Vì vậy, quản trị công ty được xem như một chất

xúc tác trong dài hạn để thay đổi tư duy kinh doanh người Việt Nam, qua đó đáp

ứng tốt hơn đòi hỏi của các nhà đầu tư nước ngoài cũng như nền kinh tế toàn cầu.

Hầu hết các nghiên cứu cũng đã chỉ ra rằng sự thay đổi trong các hoạt động quản trị

công ty tại mỗi quốc gia có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, giúp cải thiện tính

thanh khoản cổ phiếu. Theo Jensen và Meckling (1976), một công ty được quản trị

tốt có xu hướng hoạt động hiệu quả cao hơn và tạo ra dòng tiền kỳ vọng cao hơn

trong tương lai. Black và cộng sự (2005) cho rằng quản trị công ty là một yếu tố

quan trọng giải thích cho sự thay đổi trong giá trị thị trường của các công ty đại

chúng ở Hàn Quốc. Chen và cộng sự (2009) khẳng định quản trị công ty tốt làm

giảm chi phí sử dụng vốn, đặc biệt là những công ty ở các quốc gia có luật bảo vệ

cổ đông thiểu số. Các tác giả như Chung và cộng sự (2010), Tang và Wang (2011),

Karmani và Ajina (2012) cho thấy mối tương quan dương giữa quản trị công ty và

tính thanh khoản cổ phiếu ở các thị trường chứng khoán Mỹ, Trung Quốc và Pháp.

Tại Việt Nam, năm 2007, Bộ tài chính ban hành quy chế quản trị công ty áp dụng

mang tính bắt buộc đối với các doanh nghiệp niêm yết (IFC1 và Ủy ban chứng

1 IFC là viết tắt của cụm từ International Finance Corporation – Tổ chức Tài Chính Quốc Tế

khoán Nhà Nước, 2010). Đến năm 2012, thông tư 121/2012/TT-BTC về quản trị

công ty áp dụng cho các công ty đại chúng đã được Bộ tài chính ban hành. Nhìn

chung, cho đến nay khuôn khổ pháp luật về quản trị công ty ở Việt Nam đã được

xây dựng tương đối hoàn chỉnh, tuy nhiên hoạt động quản trị công ty ở Việt Nam

thì vẫn còn nhiều điểm hạn chế và yếu kém. Khái niệm về “quản trị công ty” có thể

xem vẫn còn khá mới mẻ với các nhà quản trị. Hầu hết các nhà lãnh đạo Việt Nam

vẫn đang thực hiện quản lý theo cách thuận tiện, chưa thực hiện đầy đủ công tác

quản trị công ty. Theo Báo cáo thẻ điểm quản trị công ty 2012 do IFC và Ủy ban

chứng khoán Nhà Nước thực hiện trong khuôn khổ Dự án quản trị công ty tại Việt

Nam, thông qua khảo sát 100 công ty được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán

Thành Phố Hồ Chí Minh (HSX) và sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) có giá

trị vốn hóa lớn nhất thị trường dựa trên số liệu của năm 2011, toàn bộ điểm số quản

trị công ty đều ở mức dưới 60% và điểm bình quân của các doanh nghiệp này chỉ

đạt 42.5%. Điều này cho thấy việc triển khai công tác quản trị công ty trên thực tế

chưa thật sự hiệu quả, dẫn đến làm cho năng lực cạnh tranh của các doanh nghiệp

suy giảm, yếu kém về chất lượng.

Vì quản trị công ty cũng như tính thanh khoản của cổ phiếu được đánh giá dưới

nhiều góc độ khác nhau, do đó với mong muốn tìm kiếm những bằng chứng về mối

quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu với quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

nhằm giúp cải thiện chất lượng quản trị công ty, tác giả đã chọn đề tài “Mối quan

hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp –

Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu cho luận văn cao

học.

1.2 Mục tiêu và các câu hỏi nghiên cứu

Bài nghiên cứu này được thực hiện với mục tiêu nhằm kiểm định mối quan hệ giữa

tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp. Dựa trên kết

quả đạt được sẽ tiến hành so sánh kết quả với các công trình nghiên cứu của các tác

giả trên thế giới, đưa ra hạn chế cũng như đề xuất kiến nghị phù hợp trong điều kiện

thực nghiệm tại Việt Nam.

Do vậy, để đạt được mục tiêu trên, đề tài sẽ tập trung giải quyết ba câu hỏi nghiên

cứu sau:

Thứ nhất, gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu có làm cải thiện quản trị công ty

hay không?

Thứ hai, nâng cao hiệu quả quản trị công ty có mang lại giá trị doanh nghiệp cao

hơn hay không?

Thứ ba, xu hướng về mối quan hệ giữa tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công

ty và giá trị doanh nghiệp có theo xu hướng tính thanh khoản của cổ phiếu gia tăng

góp phần làm cho quản trị công ty hiệu quả và từ đó làm gia tăng giá trị doanh

nghiệp hay không?

1.3 Đối tượng và phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu cho bài nghiên cứu được thu thập từ 212 các công ty phi tài chính (không

bao gồm các công ty tài chính, ngân hàng, chứng khoán, bảo hiểm) niêm yết trên sở

giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HSX) và sở giao dịch chứng

khoán Hà Nội (HNX) có thời gian niêm yết lần đầu từ năm 2000 đến 2008 và được

thực hiện trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2015. Tác giả sử dụng phương pháp

ước lượng gần như không liên quan (SUR) trên phần mềm thống kê Stata phiên bản

14.0 để thực hiện mục tiêu nghiên cứu của đề tài.

1.4 Ý nghĩa nghiên cứu

Các nghiên cứu trước đây hầu hết tập trung nghiên cứu về ảnh hưởng của quản trị

công ty tới tính thanh khoản cổ phiếu hoặc xem xét tác động của quản trị công ty

lên giá trị doanh nghiệp. Trong nghiên cứu này, tác giả sẽ xem xét đồng thời mối

quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

thông qua hệ phương trình ước lượng dường như không liên quan (SUR). Do đó, về

mặt học thuật, đề tài này góp phần bổ sung thêm các bằng chứng thực nghiệm về sự

ảnh hưởng của các yếu tố đến quản trị công ty như khối lượng cổ phiếu giao dịch, tỷ

số kém thanh khoản, tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi, quy mô công ty, đòn bẩy

tài chính cũng như bổ sung vào kho tàng học thuật về một mô hình thực nghiệm phù

hợp tại Việt Nam về chủ đề này.

Về mặt thực tiễn, kết quả đạt được của đề tài đưa ra gợi ý giúp các công ty Việt

Nam có cơ sở nâng cao chất lượng quản trị, thực hiện quản trị công ty tốt hơn nhằm

gia tăng giá trị doanh nghiệp (quản trị công ty một cách hiệu quả, giá trị doanh

nghiệp sẽ có xu hướng gia tăng).

1.5 Kết cấu của luận văn

Ngoài phần tóm tắt, mục lục, danh mục các chữ viết tắt, danh mục bảng, tài liệu

tham khảo, phụ lục, đề tài gồm 5 chương, bao gồm:

Chương 1: Giới thiệu về đề tài. Nội dung sẽ trình bày lý do chọn đề tài, mục tiêu

và các câu hỏi nghiên cứu, đối tượng và phương pháp nghiên cứu, ý nghĩa nghiên

cứu cũng như kết cấu của đề tài.

Chương 2: Tổng quan lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm. Nội dung

chương này sẽ giới thiệu một số khái niệm, hệ thống hóa các lý thuyết và nghiên

cứu trước đây trên thế giới để làm cơ sở cho việc xây dựng mô hình và thực hiện

kiểm định ở các chương tiếp theo.

Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu. Chương 3 sẽ đề cập đến cách

thức thu thập, xử lý số liệu cũng như mô tả các biến sử dụng trong mô hình. Phương

pháp nghiên cứu cũng được giới thiệu chi tiết ở chương này.

Chương 4: Các kết quả nghiên cứu. Đây là chương quan trọng của đề tài. Bên

cạnh kiểm định cần thiết về sự phù hợp của mô hình cùng các kết quả tổng hợp, các

câu hỏi nghiên cứu của đề tài sẽ lần lượt được trả lời rõ ràng ở chương này.

Chương 5: Kết luận. Đây là chương cuối của đề tài. Nội dung của chương 5 sẽ đi

sâu vào phần thảo luận các kết quả theo mục tiêu nghiên cứu. Từ đó, đưa ra các gợi

ý chính sách nhằm nâng cao chất lượng công tác quản trị cho các công ty Việt Nam.

Chương này cũng đề cập đến các hạn chế của đề tài và đề xuất hướng nghiên cứu

tiếp theo.

CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC

NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1 Khung lý thuyết

Ý nghĩa đơn giản của quản trị công ty là giải quyết tất cả các vấn đề từ kế hoạch tổ

chức, vai trò và chức năng của ban giám đốc, các chiến lược đến các quy tắc hoạt

động chính thức và hợp lệ trong doanh nghiệp. Trong những năm gần đây, chủ đề

về mô hình quản trị công ty đã thu hút rất nhiều nhà nghiên cứu kinh tế và xã hội,

đặc biệt là sau sự sụp đổ của những tập đoàn lớn ở Mỹ và Anh như Enron, Tico,

Worldcom…Tuy nhiên, chưa có một lý thuyết thống nhất và tối ưu nào để áp dụng

cho tất cả các doanh nghiệp. Những định nghĩa khác nhau về quản trị công ty hiện

hữu phần nhiều phụ thuộc vào chủ ý các tác giả, thể chế cũng như quốc gia hay

truyền thống pháp lý. Ngoài ra, quản trị công ty chỉ đang được xây dựng và phát

triển dựa trên nền tảng lý thuyết vấn đề đại diện.

Theo quan điểm trong lý thuyết vấn đề đại diện, sự phân tách giữa chủ sở hữu và

quản lý có thể dẫn đến việc nhà quản lý hành động không nhằm mục tiêu tối đa hóa

giá trị của cổ đông mà có thể vì lợi ích của chính bản thân họ, và do đó, một cơ chế

kiểm soát cần được thiết kế để bảo vệ lợi ích của các cổ đông (Jensen và Meckling,

1976). Phần trình bày sau sẽ đề cập đến các khái niệm và lý thuyết dẫn đến động cơ

quản trị công ty.

2.1.1 Khái niệm về quản trị công ty

Theo Mayer (1997), quản trị công ty là cách thức đưa lợi ích của nhà đầu tư và ban

quản lý về cùng một mối và đảm bảo rằng công ty vận hành vì lợi ích của nhà đầu

tư. Deakin và Hughes (1997) cho rằng quản trị công ty liên quan đến mối quan hệ

giữa cơ chế quản lý nội bộ công ty và quan niệm của xã hội về phạm vi trách nhiệm

của doanh nghiệp. Keasey và cộng sự (1997) cũng định nghĩa quản trị công ty là

bao gồm các cấu trúc, quy trình, văn hóa và hệ thống giúp tạo nên sự thành công

của công ty.

Catherine M.Daily, Dan R.Dalton và Albert A.Cannella Jr. (2003) đã định nghĩa

“Quản trị công ty đại chúng là quyết định triển khai nguồn lực nào của công ty và

giải quyết mâu thuẫn giữa vô số người tham gia vào công ty (cổ đông và nhà quản

lý)”.

Theo Hand, Isaaks và Sanderson (2004), “Quản trị công ty là sự thiết lập các mối

quan hệ giữa ban điều hành của công ty, HĐQT, các cổ đông và những người có

liên quan khác. Quản trị công ty cũng cung cấp cấu trúc thông qua đó các mục tiêu

của công ty được thiết lập, các điều kiện để đạt được những mục tiêu này và việc

giám sát thành quả được xác định”.

Rezaee (2009) định nghĩa “Quản trị công ty như một tiến trình thông qua đó các cổ

đông thuyết phục ban quản lý hành động vì lợi ích của các cổ đông, cung cấp độ tin

cậy cần thiết cho các thị trường vốn để hoạt động có hiệu quả”.

Theo Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) thì quản trị công ty là “những cơ cấu và

những quá trình để định hướng và kiểm soát công ty”. Năm 1999, Tổ chức hợp tác

và phát triển kinh tế (OECD) đã xuất bản tài liệu “Các nguyên tắc quản trị công ty”,

trong đó đưa ra một định nghĩa chi tiết hơn về quản trị công ty: “Quản trị công ty là

những biện pháp nội bộ để điều hành và kiểm soát công ty, liên quan tới các mối

quan hệ giữa ban giám đốc, HĐQT và các cổ đông của một công ty với các bên có

quyền lợi liên quan”.

Tại Việt Nam, Điều 2 của quy chế quản trị công ty áp dụng cho các công ty niêm

yết trên sở giao dịch chứng khoán/Trung tâm giao dịch chứng khoán ban hành kèm

theo quyết định số 12/2007/QĐ-BTC ngày 13/03/2007 của Bộ tài chính ghi rõ

“Quản trị công ty là hệ thống các quy tắc để đảm bảo cho công ty được định hướng

điều hành và được kiểm soát một cách có hiệu quả vì quyền lợi của cổ đông và

những người liên quan đến công ty”. Các nguyên tắc quản trị công ty bao gồm:

 Đảm bảo một cơ chế quản trị hiệu quả;

 Đảm bảo quyền lợi của cổ đông;

 Đảm bảo vai trò của những người có quyền lợi liên quan đến công ty;

 Minh bạch trong hoạt động của công ty;

 HĐQT và ban kiểm soát lãnh đạo và kiểm soát công ty có hiệu quả.

Như vậy, dù được hiểu theo cách nào thì khái niệm về quản trị công ty cũng bao

gồm một số điểm chung và được trình bày tóm lược trong “Cẩm nang quản trị công

ty” của Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) như sau:

Thứ nhất, quản trị công ty là một hệ thống các mối quan hệ, được xác định bởi các

cơ cấu và các quy trình. Chẳng hạn, mối quan hệ giữa các cổ đông và ban giám đốc

bao gồm việc các cổ đông cung cấp vốn cho ban giám đốc để thu được lợi suất

mong muốn từ khoản đầu tư (cổ phần) của mình. Về phần mình, ban giám đốc có

trách nhiệm cung cấp cho các cổ đông các báo cáo tài chính và các báo cáo hoạt

động thường kỳ một cách minh bạch. Các cổ đông cũng bầu ra một thể chế giám sát

(HĐQT hoặc ban kiểm soát) để đại diện cho quyền lợi của mình. Trách nhiệm chính

của thể chế này là đưa ra định hướng chiến lược cho ban giám đốc và giám sát họ.

Ban giám đốc chịu trách nhiệm trước thể chế này, và thể chế này lại chịu trách

nhiệm trước cổ đông thông qua Đại hội đồng cổ đông (ĐHĐCĐ). Các cơ cấu và các

quy trình xác định những mối quan hệ này thường xoay quanh các cơ chế quản lý

năng lực hoạt động và các cơ chế báo cáo khác nhau.

Thứ hai, những mối quan hệ này nhiều khi liên quan đến các bên có các lợi ích khác

nhau, đôi khi là những lợi ích xung đột. Sự khác biệt về lợi ích có thể tồn tại ngay

giữa các bộ phận quản trị chủ chốt của công ty, tức là giữa ĐHĐCĐ, HĐQT,

và/hoặc Tổng giám đốc (hoặc các bộ phận điều hành khác). Điển hình là những

xung đột lợi ích giữa các chủ sở hữu và các thành viên ban giám đốc, thường được

gọi là vấn đề “Ông chủ – người làm thuê” (Principal – Agent Problem2). Xung đột

lợi ích cũng có thể tồn tại ngay trong mỗi bộ phận quản trị, chẳng hạn giữa các cổ

đông (đa số và thiểu số, kiểm soát và không kiểm soát, cá nhân và tổ chức) và các

2 Vấn đề ông chủ – người làm thuê được từ điển Kinh tế học Oxford định nghĩa như sau: “Vấn đề liên quan tới cách mà một cá nhân A khuyến khích một cá nhân B hành động vì lợi ích của các nhân A chứ không phải vì lợi ích của cá nhân B”.

thành viên HĐQT (điều hành và không điều hành, bên trong và bên ngoài, độc lập

và phụ thuộc). Các công ty cần phải xem xét và đảm bảo sự cân bằng giữa những

lợi ích xung đột này.

Thứ ba, tất cả những điều này đều nhằm phân chia quyền lợi và trách nhiệm một

cách phù hợp, và qua đó làm gia tăng giá trị lâu dài của cổ đông. Chẳng hạn, các cổ

đông nhỏ lẻ bên ngoài phải làm thế nào để có thể ngăn chặn việc một cổ đông kiểm

soát nào đó tư lợi thông qua các giao dịch với các bên liên quan, giao dịch ngầm

hay các thủ đoạn tương tự.

2.1.2 Lý thuyết đại diện

Đứng trên góc độ lý thuyết đại diện, quản trị công ty được định nghĩa là “mối quan

hệ giữa những người đứng đầu, chẳng hạn như các cổ đông và các đại diện như

giám đốc điều hành công ty hay quản lý công ty” (Mallin, 2004).

Lý thuyết đại diện thể hiện mối quan hệ đại diện cơ bản giữa một bên là các cổ

đông, đó là các chủ sở hữu hoặc là người đứng đầu công ty với một bên là người đại

diện, đó là các giám đốc hoặc người quản lý. Đây là mối quan hệ hợp tác với nhau

nhưng lại có mục tiêu khác nhau và thái độ khác nhau với rủi ro (Eisenhardt, 1989).

Cổ đông công ty trở thành người chủ khi họ thuê các nhà quản lý điều hành công ty

của mình. Các nhà quản lý sẽ là người đại diện cho người chủ, chịu trách nhiệm tối

đa hóa lợi ích của cổ đông nhưng chỉ khi họ nhận thấy có cơ hội để tối đa hóa lợi

ích của riêng mình. Lý thuyết đại diện cho rằng, nếu cả cổ đông và người quản lý

đều muốn tối đa hóa lợi ích của riêng mình, thì có cơ sở để tin rằng người quản lý

công ty sẽ không luôn hành động vì lợi ích tốt nhất cho người chủ, tức các cổ đông

và công ty. Do đó, các cổ đông cần thường xuyên giám sát hoạt động của người

quản lý công ty nhằm đảm bảo lợi ích của riêng họ. Chi phí đại diện bắt đầu phát

sinh từ đó. Chi phí đại diện phát sinh do có sự mâu thuẫn về lợi ích của người quản

lý và chủ sở hữu khi có sự tách biệt giữa quyền sở hữu và kiểm soát cũng như vấn

đề thông tin bất cân xứng (Jensen và Meckling, 1976). Cổ đông chỉ có thể nắm

được những thông tin được công bố công khai và rộng rãi như báo cáo tài chính,

báo cáo thường niên… cũng như các thông tin khác được ban quản lý công bố trong

các cuộc họp ĐHĐCĐ. Ngược lại, những thông tin khác có liên quan đến hoạt động

của công ty nếu ban quản lý không muốn công bố sẽ không bao giờ đến được hết

với các cổ đông. Điều này dẫn đến tồn tại tình trạng bất cân xứng thông tin. Vấn đề

bất cân xứng thông tin xảy ra dẫn đến rủi ro đạo đức khi thành viên ban giám đốc sử

dụng lợi thế về thông tin này để trục lợi cá nhân trên lợi ích của cổ đông và công ty.

Vấn đề chính của lý thuyết đại diện là giảm chi phí đại diện phát sinh bởi cổ đông

bằng cách lập ra các cơ chế kiểm soát nội bộ để kiểm soát hành vi tư lợi các nhà

quản lý (Jensen và Meckling, 1976). Trong đó, hai cơ chế nhận được sự quan tâm

của giới học thuật là hai nghiên cứu về cơ chế đãi ngộ thích hợp cho các nhà quản

lý (Demsetz và Lehn, 1985) và thiết lập cơ chế giám sát hiệu quả để hạn chế những

hành vi tư lợi của người quản lý công ty (Jensen và Meckling, 1976). Cơ chế đãi

ngộ thích hợp đưa ra các phần thưởng và hình phạt nhằm mục đích gắn kết lợi ích

của cổ đông và người quản lý. Nếu các nhà quản lý nhận đãi ngộ tương ứng với việc

các cổ đông đạt được mục tiêu thì họ sẽ có động lực để điều hành công ty phù hợp

với lợi ích cổ đông. Cơ chế đãi ngộ này phù hợp trong trường hợp nhà quản lý có

lợi thế đáng kể về thông tin và các cổ đông không thể giám sát được. Cơ chế thứ hai

là cơ chế giám sát. Các cổ đông có thể gia tăng chi phí giám sát hoặc phải trả thêm

những khoản phí khác để đảm bảo người quản lý không thực hiện những hành động

nhất định làm tổn hại đến lợi ích của người chủ. Adrian Cadbury (1992) đã xác định

vai trò giám sát là một trong những trách nhiệm chính yếu của thành viên HĐQT

không điều hành. Họ có thể trở thành những người giám sát kém hiệu quả khi thời

gian làm việc tại HĐQT càng dài, khi mà họ xây dựng những mối quan hệ thân thiết

với các thành viên HĐQT điều hành (O’Sullivan và Wong, 1999). Điều này củng cố

cho những tuyên bố cho rằng tính độc lập của các thành viên HĐQT không điều

hành có thể sẽ giảm dần khi thời gian làm việc tại HĐQT càng dài (Bhagat và

Black, 1998; Dalton, 1998; Yarmack, 1996).

2.2 Tổng quan các nghiên cứu và bằng chứng thực nghiệm

2.2.1 Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty

Đã có rất nhiều bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ giữa thanh khoản cổ

phiếu và quản trị công ty là mối quan hệ tác động hai chiều. Đầu tiên là những bằng

chứng thực nghiệm cho thấy sự ảnh hưởng của quản trị công ty tới tính thanh khoản

của cổ phiếu.

Trong nghiên cứu của mình, Jain (2001) đã chỉ ra việc cải thiện trong cấu trúc quản

trị sẽ làm giảm tình trạng bất cân xứng thông tin giữa bên trong và bên ngoài doanh

nghiệp, từ đó làm cải thiện tính thanh khoản cổ phiếu. Nhận định của tác giả được

đưa ra sau khi thực hiện kiểm định tác động của các nhân tố cấu trúc của thị trường

chứng khoán lên thanh khoản. Dựa trên dữ liệu của 1,263 công ty tương ứng với

4,817 quan sát trong giai đoạn từ tháng 01/2000 đến tháng 04/2000 được thu thập

trên 51 sàn giao dịch chứng khoán thế giới, tác giả đo lường biến thanh khoản bằng

chênh lệch giá mua và giá bán (bid – ask), khối lượng cổ phiếu giao dịch và tỷ số

giao dịch (trading turnover). Các biến đặc trưng cho cấu trúc thị trường được đo

lường bằng các biến như cơ chế giao dịch (trading mechanism), người tạo lập thị

trường (Designated market maker), tính minh bạch (Transparency), giao dịch tự

động (Automatic execution), cấu trúc sở hữu của thị trường, quyền cổ đông và

những luật lệ giao dịch. Kết quả cho thấy rằng ở các nước mà quyền cổ đông càng

cao thì chênh lệch giá càng thấp, khi đó thanh khoản thị trường càng gia tăng.

Brockman và Chung (2003) cũng chỉ ra mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa môi trường

bảo vệ nhà đầu tư với chi phí thanh khoản. Môi trường bảo vệ nhà đầu tư được xem

là tốt khi nó giảm thiểu được bất cân xứng thông tin và làm giảm khả năng xảy ra

các giao dịch hưởng lợi mà người nắm giữ nhiều thông tin hơn thực hiện. Trên cơ

sở đó, tác giả kết luận rằng thị trường nào càng có ít sự bảo hộ sẽ có chênh lệch giá

càng lớn, khối lượng giao dịch ít hơn do chi phí sử dụng vốn gia tăng. Qua đây có

thể thấy khi nào doanh nghiệp còn chưa chú trọng đến việc xây dựng quản trị công

ty cũng đồng nghĩa với việc chưa xây dựng môi trường bảo vệ nhà đầu tư thì chưa

thể kỳ vọng làm gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu trên thị trường.

Chen và cộng sự (2007) tiến hành nghiên cứu tác động của việc công khai và minh

bạch thông tin cùng các cơ chế quản trị tác động như thế nào đến tính thanh khoản

3 T&D là viết tắt của từ Transparency and Disclosure – Công khai và minh bạch thông tin

cổ phiếu. Tác giả sử dụng chỉ số xếp hạng T&D3 là biến đại diện cho quản trị công

ty và chênh lệch giá là biến đại diện cho tính thanh khoản cùng với dữ liệu mẫu

gồm 364 cổ phiếu được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán New York

(NYSE) trong thời gian từ 17/10/2002 đến 31/12/2002. Kết quả nghiên cứu của tác

giả cho thấy rằng khi các công ty thực hiện việc công khai và minh bạch thông tin

càng tốt (tương ứng với chỉ số xếp hạng T&D càng gia tăng) thì các nhà đầu tư sẽ

tránh được rủi ro bất lợi do sự bất cân xứng thông tin, chênh lệch giá càng giảm và

do đó làm tăng tính thanh khoản của thị trường.

Tại Mỹ, ngày 30 tháng 07 năm 2002, Đạo luật bảo vệ nhà đầu tư và cải cách kế toán

của các công ty đại chúng được Quốc hội thông qua và ký ban hành, gọi tắt là Đạo

luật Sarbanes – Oley (SOX)4. Đạo luật này được ban hành nhằm đối phó lại với các

công ty đang ngày càng gia tăng gian lận trong việc công bố thông tin tài chính -

một việc làm dẫn đến sự suy giảm lòng tin của các nhà đầu tư và làm thị trường

biến động quá nhiều. Qua đó có thể thấy Đạo luật này là hướng đến việc xây dựng

một môi trường tài chính minh bạch và đáng tin cậy cho các nhà đầu tư bằng cách

đặt ra các yêu cầu cho các giám đốc, nhà quản trị cấp cao, kế toán, kiểm toán,

chuyên gia phân tích tài chính và các ngân hàng đầu tư trong việc trình bày báo cáo

tài chính. Dựa trên tiền đề này, Jain và cộng sự (2008) đã tiến hành kiểm định ảnh

hưởng của Đạo luật SOX đến tính thanh khoản thị trường. Kết quả chỉ ra rằng thanh

khoản thị trường có tương quan dương với chất lượng báo cáo tài chính. Hay nói

cách khác, dựa trên những tiền đề của Đạo luật, việc quản trị công ty cũng như mức

độ công khai và minh bạch của các báo cáo tài chính gia tăng, từ đó khôi phục lòng

tin của các nhà đầu tư, làm tăng tính thanh khoản thị trường trong ngắn hạn và dài

hạn. Tiếp đến, Chavez và Silva (2009) cũng trưng ra bằng chứng cho thấy tính

thanh khoản của cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp của các công ty thực hiện chương

4 Đạo luật Sarbanes – Oley (SOX) của Mỹ quy định tính minh bạch cao hơn trong báo cáo tài chính của các công ty đại chúng; các công ty không thực hiện sẽ bị phạt tiền.

5 Chương trình “Mức độ quản trị đặc biệt” là chương trình quản trị do sở giao dịch chứng khoán Bovespa của Sao Paulo – Brazil giới thiệu năm 2000, trong đó cụ thể hoá các tiêu chuẩn quản trị công ty. Chương trình này được thực hiện nhằm cải thiện tính minh bạch và bảo hộ nhà đầu tư ở Brazil.

trình “ Mức độ quản trị đặc biệt”5 được nâng cao.

Chung và cộng sự (2010) nghiên cứu về mối quan hệ thực nghiệm giữa quản trị

công ty đại chúng và tính thanh khoản của cổ phiếu trên hai sàn giao dịch NYSE và

NASDAQ6. Các tác giả cho rằng quản trị công ty ảnh hưởng đến tính thanh khoản

của cổ phiếu bởi vì quản trị công ty hiệu quả sẽ cải thiện tính minh bạch trong hoạt

động và tài chính, và điều này làm cải thiện vấn đề bất cân xứng thông tin giữa các

nhà đầu tư bên ngoài và nội bộ. Kết quả cho thấy các công ty có quản trị công ty đại

chúng tốt hơn thì có chênh lệch giá mua và giá bán thấp hơn, chỉ số chất lượng thị

trường cao hơn, ảnh hưởng từ giá đến giao dịch nhỏ hơn, và xác suất giao dịch dựa

trên thông tin thấp hơn. Do đó, các công ty có thể làm giảm việc giao dịch dựa trên

thông tin và cải thiện tính thanh khoản của cổ phiếu bằng cách thực hiện theo các

tiêu chuẩn quản trị công ty đại chúng.

Tang và Wang (2011) đã thực hiện một nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ

giữa chất lượng quản trị công ty và tính thanh khoản của cổ phiếu của các công ty

phi tài chính Trung Quốc trong giai đoạn 1999 – 2004. Các tác giả đã tính toán chỉ

số CGI7 thể hiện chất lượng quản trị công ty đại chúng dựa trên 5 nhóm thông tin

liên quan bao gồm 17 chỉ tiêu. Kết quả cho thấy có mối tương quan dương giữa chất

lượng quản trị công ty và tính thanh khoản của cổ phiếu, nghĩa là cứ 1% gia tăng

trong chỉ số quản trị công ty đại chúng đi kèm với 1.2% gia tăng trong số vòng quay

giao dịch hàng năm của công ty. Kết quả của tác giả cũng hàm ý rằng, việc tuân thủ

các nguyên tắc quản trị tốt sẽ gia tăng giá trị công ty và cải thiện tính thanh khoản

của cổ phiếu.

Parasanna và Menton (2011) cũng tiến hành nghiên cứu thực nghiệm với 90 công

ty trên thị trường chứng khoán Bombay (Ấn Độ) trong giai đoạn 2009 – 2010 về

mối quan hệ giữa quản trị công ty và tính thanh khoản cổ phiếu. Mục tiêu nghiên

cứu của tác giả nhằm trả lời cho các câu hỏi sau: (1) Các công ty quản trị tốt có góp

6 NASDAQ là viết tắt của từ National Association of Securities Dealers Automated Quotations, là một thị trường chứng khoán tại Mỹ, lớn thứ hai trên thế giới sau thị trường chứng khoán New York.

7 CGI là viết tắt của từ Corporate Governance Index – Chỉ số quản trị công ty.

phần làm cho hành vi thị trường chứng khoán hiệu quả hơn hay không; (2) Những

cổ đông sáng lập khi nắm giữ nhiều cổ phiếu có làm giảm tính thanh khoản cổ phiếu

hay không; (3) Mức độ tác động của quản trị công ty đại chúng đến thanh khoản của

cổ phiếu như thế nào? Kết quả của tác giả cho thấy rằng những công ty quản trị tốt

thì thanh khoản của cổ phiếu cao hơn, đặc biệt là các công ty có vốn nước ngoài.

Ngoài ra, nhà quản trị khi nắm giữ số lượng cổ phiếu nhiều sẽ làm giảm tính thanh

khoản của cổ phiếu.

Karmani và Ajina (2012) nghiên cứu về mối quan hệ giữa quản trị công ty đại

chúng và tính thanh khoản của cổ phiếu, bằng cách phân tích dữ liệu chéo của 155

công ty phi tài chính Pháp trong giai đoạn 2008 – 2009. Tác giả không xây dựng chỉ

số quản trị như một số bài nghiên cứu trước đó mà lấy đặc điểm của HĐQT và tổ

chức kiểm toán làm chỉ tiêu đánh giá chất lượng quản trị như: số lượng thành viên

của HĐQT, mức độ độc lập của HĐQT, khả năng chuyên sâu về tài chính của giám

đốc, thâm niên của giám đốc, tần suất thường xuyên của các cuộc họp HĐQT, việc

kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là CEO, hiệu quả hoạt động của kiểm toán

nội bộ và sự có mặt của tổ chức kiểm toán độc lập. Tính thanh khoản của cổ phiếu

được đại diện bởi: chênh lệch giá mua – bán, khối lượng cổ phiếu giao dịch và tỷ số

Amihud. Kết quả cho thấy số lượng thành viên HĐQT, mức độ độc lập và khả năng

chuyên sâu về tài chính của HĐQT, số lượng các cuộc họp HĐQT cũng như sự có

mặt của các tổ chức kiểm toán có tương quan dương với tính thanh khoản của cổ

phiếu. Điều này hàm ý rằng một hệ thống quản trị công ty hiệu quả sẽ làm gia tăng

niềm tin của nhà đầu tư trên thị trường, từ đó tạo sức hút đối với các nhà đầu tư mới

và góp phần nâng cao tính thanh khoản của cổ phiếu. Kết quả cũng chỉ ra việc kiêm

nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là CEO không có tác động tiêu cực tới tính thanh

khoản của cổ phiếu.

Nếu phần trên là những bằng chứng thực nghiệm cho thấy sự ảnh hưởng của quản

trị công ty tới tính thanh khoản của cổ phiếu thì đến đây là những bằng chứng thực

nghiệm đi sâu vào phân tích chiều hướng tác động ngược lại của tính thanh khoản

đến quản trị công ty. Nhìn chung, những thảo luận xoay quanh về vấn đề này hầu

như chưa đi đến sự thống nhất. Có những nghiên cứu đi theo chiều hướng tranh

luận về ảnh hưởng tiêu cực của thanh khoản đến quản trị công ty do sự giám sát quá

mức của các cổ đông nhỏ làm suy yếu sự kiểm soát của các cổ đông lớn bên trong

doanh nghiệp. Và cũng có những nghiên cứu đi theo chiều hướng tranh luận nhằm

hỗ trợ về vai trò tích cực của thanh khoản, được xem như là một cơ chế thúc đẩy

góp phần gia tăng quản trị công ty. Các tác giả như Bhide (1993), Burkart và cộng

sự (1997), Kahn và Winton (1998) là những đại diện tiêu biểu cho hướng tranh luận

thứ nhất.

Bhide (1993) khi phân tích những luật lệ ở Mỹ đã chỉ rõ mặc dù tỷ lệ sở hữu và sự

giám sát từ bên ngoài của các nhà đầu tư với công ty có gia tăng khi thị trường cổ

phiếu thanh khoản, nhưng họ lại không có cùng mức độ giám sát như những nhà

đầu tư chủ động (active investors)8. Khi số lượng các nhà đầu tư tăng lên, đặc biệt là

các cổ đông lớn, các nhà đầu tư chủ động có xu hướng gia tăng sự giám sát nội bộ

và đi kèm theo đó là phát sinh một khoản chi phí. Xuất phát từ tâm lý chung của các

doanh nghiệp là không mong muốn gánh thêm bất cứ một khoản chi phí gia tăng

nào cũng như việc giám sát về lâu dài sẽ tạo ra bất cân xứng thông tin làm cho tính

thanh khoản của cổ phiếu ngày càng giảm.

Theo đó, Burkart và cộng sự (1997) cũng hỗ trợ cho lập luận của Bhide (1993) và

giải thích cho sự giám sát chặt chẽ của các cổ đông lớn. Cổ đông lớn là những

người có đủ khả năng, kinh nghiệm và tiềm lực để giám sát hoạt động của công ty

một cách hiệu quả nhất. Tuy nhiên, thị trường thanh khoản sẽ làm gia tăng số lượng

các cổ đông nhỏ lẻ, pha loãng quyền của các cổ đông lớn. Vì thế, hoạt động quản trị

cũng phần nào bị suy giảm. Kahn và Winton (1998) cũng ủng hộ quan điểm cho

rằng việc gia tăng tính thanh khoản có thể có một tác động tiêu cực trong giám sát.

Tác giả chỉ ra rằng tính thanh khoản thị trường có thể làm suy yếu hiệu quả kiểm

8 Nhà đầu tư chủ động (“active investors”) là những người nằm trong thành phần của Hội đồng quản trị công ty, họ có những thông tin chi tiết về hoạt động của công ty, do đó có sự giám sát hiệu quả từ bên trong đối với các nhà quản lý

soát của các cổ đông lớn do họ có nhiều động lực để đầu cơ hơn là giám sát.

Ngược lại với hướng tranh luận thứ nhất, các tác giả như Holmstrom và Tirole

(1993), Maug (1998) là những đại diện tiêu biểu cho hướng tranh luận thứ hai về

vai trò tích cực của thanh khoản, được xem như là một cơ chế thúc đẩy góp phần

gia tăng quản trị công ty.

Holmstrom và Tirole (1993) cho rằng thị trường cổ phiếu giữ một vai trò rất quan

trọng trong việc giám sát. Tác giả chứng minh điều này bằng cách kiểm tra tác động

cấu trúc sở hữu lên việc giám sát thị trường thông qua những tác động của cấu trúc

sở hữu lên tính thanh khoản của thị trường. Khi quyền sở hữu tập trung giảm, thị

trường cổ phiếu càng thanh khoản do các giao dịch mua bán cổ phiếu gia tăng và sẽ

xuất hiện nhiều nhà đầu cơ. Các nhà đầu cơ này sẽ ngụy tạo ra các thông tin riêng

để kiếm lợi (Kyle, 1984) từ đó dẫn đến giá trị biên của thông tin sẽ gia tăng. Để làm

được việc này, các nhà đầu cơ sẽ phải tốn nhiều thời gian hơn cho việc giám sát thị

trường trong khi các doanh nghiệp sẽ phải gia tăng mức độ tập trung sở hữu để các

cổ đông nội bộ có thể hưởng lợi từ việc sở hữu các thông tin có giá trị.

Theo đó, Maug (1998) xuất phát từ mô hình ra quyết định của cổ đông lớn để giám

sát công ty đã lập luận rằng tính thanh khoản của cổ phiếu cho phép các cổ đông

nhỏ lẻ dễ gia tăng các giao dịch với một chi phí thấp. Do vậy cổ đông nhỏ lẻ có khả

năng nắm trong tay một số lượng lớn cổ phần và trở thành một trong những cổ đông

lớn. Các cổ đông lớn lúc này do phải đối mặt với vấn đề “người ăn theo” (free-

rider) nên họ sẽ phải gia tăng mức độ giám sát để họ cũng được hưởng lợi từ việc

nắm giữ các thông tin chủ chốt khi thị trường cổ phiếu thanh khoản. Sự gia tăng

giám sát này góp phần cải thiện cơ chế quản trị nội bộ của công ty.

2.2.2 Mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

Bai và cộng sự (2003) khi nghiên cứu về mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá

trị thị trường của các công ty tại Trung Quốc cũng cho thấy quản trị công ty có ảnh

hưởng tích cực và mang ý nghĩa về mặt thống kê cũng như kinh tế lên giá trị thị

trường, hàm ý rằng các nhà đầu tư được trả một phần bù đáng kể cho các công ty

được quản trị tốt ở Trung Quốc.

Gompers và cộng sự (2003) xây dựng chỉ số quản trị (G-Index) từ dữ liệu của

IRRC9 để đại diện cho quyền cổ đông của 1,500 công ty lớn giao dịch trên thị

trường chứng khoán Mỹ trong những năm 1990. Dựa trên chỉ số này, tác giả đã

phân loại các doanh nghiệp trong mẫu thành hai danh mục đầu tư riêng biệt: các

doanh nghiệp với quyền cổ đông mạnh nhất và các doanh nghiệp với quyền cổ đông

yếu nhất. Tác giả chỉ ra rằng các công ty có chỉ số G-Index thấp, tức là cổ đông có

quyền lợi cao thì sẽ có chi phí sử dụng vốn thấp hơn và ít bị mua lại hơn vì vậy mà

giá trị doanh nghiệp càng cao.

Klapper và Love (2004) sử dụng dữ liệu bảng xếp hạng quản trị trên 14 thị trường

mới nổi và cho thấy rằng quản trị công ty càng tốt sẽ gia tăng giá trị thị trường và

hiệu quả hoạt động của công ty.

Durnev và Kim (2005) nghiên cứu 859 công ty từ 27 quốc gia để kiểm tra xem các

quyết định quản trị có dự báo được giá trị thị trường của một công ty. Bằng cách sử

dụng Tobin’s Q làm biến đại diện cho giá trị doanh nghiệp, tác giả đã cho thấy rằng

điểm quản trị công ty càng cao sẽ dự báo tích cực về giá trị doanh nghiệp. Tương tự

như vậy, nghiên cứu tại Ba Lan của Gruszcynski (2006) tìm thấy mối quan hệ tích

cực giữa quản trị công ty với hiệu quả hoạt động tài chính của công ty và tính thanh

khoản của cổ phiếu.

Aggarwal và cộng sự (2008) sử dụng dữ liệu của ISS10 của 23 quốc gia năm 2005

để so sánh hoạt động quản trị của các công ty nước ngoài với các công ty tại Mỹ.

Để so sánh được, các công ty này phải có những đặc điểm tương tự nhau. Tác giả

phát hiện ra rằng chỉ có 12.68% các công ty nước ngoài có chỉ số xếp hạng quản trị

cao hơn so với các công ty tại Mỹ do các công ty nước ngoài ít đầu tư chi phí vào

việc quản trị nội bộ trong khi tại Mỹ rất chú trọng vào việc bảo vệ quyền lợi của các

9 IRRC là viết tắt của từ Investor Responsibility Research Center – Trung tâm nghiên cứu trách nhiệm của nhà đầu tư

10 ISS là viết tắt của từ Institutional Shareholder Services, là tên gọi của một công ty tư vấn hàng đầu thế giới về các giải pháp quản trị doanh nghiệp cho người sở hữu tài sản, nhà quản lý đầu tư và các nhà cung cấp dịch vụ tài sản.

cổ đông. Tác giả đã kiểm tra mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh

nghiệp (được đo bằng Tobin’s Q). Kết quả cho thấy quản trị công ty của các công ty

nước ngoài có mối quan hệ ngược chiều với giá trị doanh nghiệp.

Garay và Gonzalez (2008) nghiên cứu về mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá

trị doanh nghiệp của các công ty ở Venezuela thông qua việc tính toán chỉ số quản

trị công ty (CGI) và nghiên cứu mối quan hệ của nó với giá trị doanh nghiệp. Kết

quả nghiên cứu cho thấy, cứ 1% gia tăng trong CGI thì giá trị Tobin’s Q tăng trung

bình 2.7%, hàm ý quản trị công ty tăng làm gia tăng giá trị doanh nghiệp.

Ammann và cộng sự (2011) sử dụng dữ liệu của 22 quốc gia phát triển và tìm thấy

mối tương quan dương mạnh mẽ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp.

Gill và Obradovich (2012) nghiên cứu tác động của quản trị công ty và tỷ lệ nợ lên

giá trị doanh nghiệp của 333 công ty được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán

New York trong khoảng thời gian 3 năm (2009 – 2011). Trong đó biến đại diện cho

quản trị công ty được đo lường bằng quy mô HĐQT, biến kiêm nhiệm chủ tịch

HĐQT đồng thời là CEO và sự tồn tại của ban kiểm soát. Kết quả nghiên cứu cho

thấy quy mô HĐQT tác động ngược chiều lên giá trị doanh nghiệp của các công ty

ở Mỹ do quy mô hội đồng càng lớn có khả năng khó đạt được sự đồng thuận trong

việc ra quyết định, trong khi việc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là CEO, sự

tồn tại của ban kiểm soát và đòn bẩy tài chính có tác động cùng chiều lên giá trị

doanh nghiệp. Tác giả chỉ ra việc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là CEO sẽ

cải thiện thành quả hoạt động của công ty do các quyết định quan trọng được thống

nhất và quyết định nhanh chóng bởi cùng một người. Thêm vào đó, dưới sự giám

sát độc lập của ban kiểm soát sẽ góp phần cải thiện chất lượng thông tin giữa nhà

quản lý và cổ đông từ đó giảm thiểu vấn đề chi phí đại diện.

Trong mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp thì quản trị công ty

ngoài việc xem xét ở khía cạnh như cấu trúc sở hữu, chỉ số xếp hạng quản trị, việc

kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là CEO thì còn được xem xét ở khía cạnh

quy mô HĐQT. Hầu hết các bằng chứng thực nghiệm về tác động của quy mô

HĐQT lên giá trị doanh nghiệp chưa đạt được sự đồng thuận. Bebchuk, Cohen &

Ferrell (2004) đã cho thấy các công ty được quản trị tốt thì sẽ tạo ra giá trị doanh

nghiệp cao. Biến đại diện chính cho hiệu quả quản trị được sử dụng cho những

nghiên cứu này là quy mô và thành phần HĐQT. Có quan điểm cho rằng quy mô

HĐQT càng lớn thì hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp càng cao bởi vì có nhiều

chuyên gia để ra những quyết định tốt hơn và kìm hãm sự thống trị quyền lực của

CEO trong doanh nghiệp. Tuy nhiên, các nghiên cứu gần đây lại cho thấy một xu

hướng ngược lại. Jensen (1993) đã cho rằng các công ty có quy mô HĐQT lớn sẽ

kém hiệu quả hơn và dễ dàng hơn cho các CEO kiểm soát. Theo tác giả thì khi quy

mô HĐQT trở nên quá cồng kềnh thì các thành viên sẽ rất khó hợp tác và đồng

thuận để giải quyết các vấn đề của doanh nghiệp. Các HĐQT nhỏ hơn sẽ làm giảm

khả năng “ăn theo” (free riding) ở các thành viên nhỏ lẻ và gia tăng các quyết định

đồng thuận. Yermack (1996) đã chỉ ra rằng những tập đoàn công nghiệp ở Mỹ có

quy mô HĐQT nhỏ hơn sẽ có giá trị thị trường cao hơn. Eisenberg và cộng sự

(1998) cũng cho thấy một mối tương quan âm giữa quy mô HĐQT và giá trị lợi

nhuận đạt được khi sử dụng mẫu gồm các doanh nghiệp vừa và nhỏ của Phần Lan.

Trong nghiên cứu về tác động của quy mô hội đồng quản trị lên giá trị doanh nghiệp

với mẫu dữ liệu gồm 2,746 công ty niêm yết của Anh được thu thập trong giai đoạn

1981 – 2002, Guest (2009) cho thấy quy mô HĐQT có một tác động tiêu cực mạnh

đến lợi nhuận, Tobin’s Q và lợi nhuận cổ phần của doanh nghiệp. Điều đó đồng

nghĩa với việc HĐQT của các công ty ở Anh ít chú trọng đến vai trò giám sát trong

hoạt động của doanh nghiệp, do vậy, bất kỳ tác động tiêu cực nào từ HĐQT cồng

kềnh sẽ cho thấy các vấn đề về hiệu quả đồng thuận chứ không phải đóng vai trò là

giám sát. Ngoài ra, nghiên cứu cho thấy chưa tìm được bằng chứng để lựa chọn một

quy mô HĐQT tối ưu dựa trên các đặc điểm của doanh nghiệp.

Kết quả nghiên cứu của Mak và Yuanto (2003) về mối quan hệ giữa giá trị công ty

và hiệu quả quản trị cho các doanh nghiệp niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán

Singapore và Malaysia đã tìm ra một kết quả đáng ngạc nhiên khi xác định giá trị

công ty là cao nhất khi HĐQT chỉ bao gồm 5 thành viên – một con số tương đối nhỏ

so với quy mô của các doanh nghiệp trên thị trường này.

2.2.3 Mối quan hệ giữa tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị

doanh nghiệp

Lang và cộng sự (2012) nghiên cứu mối quan hệ giữa mức độ minh bạch thông tin,

thanh khoản của thị trường cổ phiếu và giá trị doanh nghiệp trên 46 quốc gia với

thời kỳ mẫu từ 1994 – 2007. Tác giả chỉ ra thanh khoản là một yếu tố quan trọng mà

qua đó tính minh bạch tác động đến giá trị doanh nghiệp. Tác giả cho rằng mức độ

minh bạch thông tin càng cao, nhà đầu tư nắm trong tay nhiều thông tin có giá trị

hơn, chi phí cơ hội được giảm thiểu sẽ làm gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu

và mang lại giá trị doanh nghiệp cao hơn.

Một nghiên cứu gần gũi nhất với bài nghiên cứu của Lang và cộng sự (2012), Wei-

Xuan-Li và cộng sự (2012) cũng tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa tính thanh

khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp tương ứng với mẫu nghiên

cứu gồm 308 quan sát từ năm 2002 đến năm 2009 tại nước Nga. Tác giả tìm thấy

mối quan hệ nhân quả giữa tính thanh khoản của cổ phiếu với quản trị công ty, đồng

thời chỉ ra ảnh hưởng tích cực và mạnh mẽ của quản trị công ty đến giá trị doanh

nghiệp. Kết quả chỉ ra rằng cứ 10% giảm xuống của tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh

lợi thì tương ứng với 0.34% tăng lên trong tính công khai và minh bạch, và đến lượt

mình, mức độ công khai và minh bạch này làm gia tăng 9.6% giá trị doanh nghiệp.

Tác giả lập luận do môi trường kinh doanh ở Nga được đặc trưng bởi khung pháp lý

yếu, mức sở hữu tập trung cao, có sự tham gia lớn của nhà nước và thị trường cổ

phiếu chưa phát triển và như vậy đã làm cho những lợi ích đạt được từ sự cải thiện

nhỏ trong quản trị công ty trở nên có ý nghĩa cao hơn.

Cùng ý tưởng với các tác giả trên, Abdobi và cộng sự (2015) nghiên cứu về mối

quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp của

các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Tehran. Trong nghiên cứu này,

tính thanh khoản cổ phiếu được xem là biến độc lập đo lường bằng tỷ số thanh

khoản; quản trị công ty được xem là biến trung gian đo lường bằng tỷ lệ thành viên

HĐQT bên ngoài công ty và giá trị doanh nghiệp là biến độc lập đo lường bằng giá

trị Tobin’s Q. Tác giả tiến hành thu thập dữ liệu dựa trên các thông tin đã có sẵn của

52 công ty trong giai đoạn 5 năm (2008 – 2012) và thực hiện hồi quy tuyến tính đa

biến để kiểm tra giả thuyết nghiên cứu. Kết quả thực nghiệm đã trưng ra bằng

chứng cho thấy tồn tại mối quan hệ tích cực giữa tính thanh khoản cổ phiếu và giá

trị doanh nghiệp. Bên cạnh đó, tỷ lệ các thành viên HĐQT bên ngoài công ty (được

xem là một yếu tố quản trị doanh nghiệp) có mối tương quan dương với giá trị

doanh nghiệp. Theo lý thuyết đại diện và các nguyên tắc cơ bản của cơ chế quản trị

doanh nghiệp, khi tỷ lệ các thành viên HĐQT bên ngoài công ty tăng lên sẽ làm

giảm chi phí đại diện, kéo theo đó các xung đột lợi ích giữa cổ đông và các nhà

quản lý cũng được giảm thiểu và do đó làm tăng giá trị doanh nghiệp.

Bảng 2.1. Tóm lược các kết quả nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa

tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp.

Tác giả Kết quả nghiên cứu

Bhide (1993) Sự gia tăng trong tính thanh khoản của Chủ đề nghiên cứu 1. Nghiên cứu về

cổ phiếu có thể làm giảm hiệu quả quản mối quan hệ giữa

trị công ty do sự gia tăng trong tính tính thanh khoản

thanh khoản của cổ phiếu thường đi của cổ phiếu và

kèm với sự gia tăng trong chi phí để quản trị công ty

quản trị công ty được hiệu quả. Đồng

thời, tính thanh khoản của cổ phiếu cao

làm gia tăng sự giám sát các cổ đông

chủ động và tạo ra tình trạng bất cân

xứng thông tin.

Burkart và các Sự gia tăng trong tính thanh khoản của

cộng sự (1997) cổ phiếu làm gia tăng số lượng các cổ

đông nhỏ lẻ và pha loãng quyền cổ

đông lớn. Do đó làm suy giảm sự giám

sát của các cổ đông lớn dẫn đến hiệu

quả quản trị công ty bị suy giảm.

Kahn và Winton Sự gia tăng trong tính thanh khoản của

(1998) cổ phiếu có thể làm giảm sự giám sát

hiệu quả của các cổ đông lớn bằng cách

khuyến khích họ gia tăng đầu cơ hơn là

gia tăng giám sát để quản trị công ty.

Holmstrom và Sự gia tăng trong tính thanh khoản của

Tirole (1993) cổ phiếu sẽ khuyến khích các doanh

nghiệp gia tăng mức độ quản trị công ty

để cổ đông nội bộ có thể hưởng lợi từ

việc nắm giữ thông tin có giá trị trước

sự giám sát thị trường của các nhà đầu

cơ.

Maug (1998) Tính thanh khoản của cổ phiếu có xu

hướng hỗ trợ cho việc quản trị công ty

đạt hiệu quả do thúc đẩy việc gia tăng

giám sát của các cổ đông.

Bai và cộng sự Quản trị công ty có ảnh hưởng tích cực 2. Nghiên cứu về

(2003) và mang ý nghĩa về mặt thống kê cũng mối quan hệ giữa

như kinh tế lên giá trị thị trường, hàm ý quản trị công ty và

rằng các nhà đầu tư được trả một phần giá trị doanh

bù đáng kể cho các công ty được quản nghiệp

trị tốt.

Gompers (2003) Các công ty đạt được hiệu quả quản trị

tốt, quyền cổ đông mạnh sẽ làm giảm

chi phí sử dụng vốn và ít bị mua lại

hơn, từ đó sẽ cải thiện được giá trị công

ty.

Klapper và Love Quản trị công ty hiệu quả sẽ mang lại

(2004) hiệu quả hoạt động và giá trị thị trường

của doanh nghiệp cao hơn.

Durnev và Kim Quản trị công ty hiệu quả sẽ dự báo một

(2005) giá trị doanh nghiệp cao hơn.

Gruszcynski Quản trị công ty hiệu quả sẽ mang lại

(2006) hiệu quả hoạt động tài chính cao hơn và

gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu.

Aggarwal và Doanh nghiệp càng ít chú trọng đầu tư

cộng sự (2008) vào việc xây dựng môi trường quản trị

nội bộ hiệu quả thì giá trị của doanh

nghiệp đó có chiều hướng giảm dần.

Garay và Quản trị công ty hiệu quả làm tăng giá

Gonzalez (2008) trị doanh nghiệp.

Ammann và Quản trị công ty tốt mang lại giá trị

cộng sự (2011) công ty cao hơn.

A.Gill và Sự gia tăng trong quy mô HĐQT làm

J.Obradovich giảm thành quả hoạt động của công ty.

(2012) Ngược lại, vai trò kiêm nhiệm chủ tịch

HĐQT đồng thời là CEO và sự tồn tại

của ban kiểm soát trong công ty góp

phần cải thiện thành quả hoạt động.

Bebchuk, Cohen Sự gia tăng trong quy mô HĐQT làm

& Ferrell (2004) gia tăng thành quả hoạt động của công

ty.

Jensen (1993)

Yermack (1996) Sự gia tăng trong quy mô HĐQT làm

Eisenberg và giảm thành quả hoạt động của công ty.

cộng sự (1998)

Guest (2009)

Mak và Yuanto

(2003)

Lang và cộng sự Mức độ minh bạch thông tin càng cao, 3. Nghiên mối quan

(2012) nhà đầu tư nắm trong tay nhiều thông hệ giữa tính thanh

tin có giá trị hơn, chi phí cơ hội được khoản của cổ

giảm thiểu sẽ làm gia tăng tính thanh phiếu, quản trị

khoản của cổ phiếu và mang lại giá trị công ty và giá trị

doanh nghiệp cao hơn. doanh nghiệp.

Wei-Xuan-Li và Bất cứ sự cải thiện nào trong tính thanh

cộng sự (2012) khoản của cổ phiếu góp phần mang lại

hiệu quả quản trị công ty cao hơn và

quản trị công ty tốt hơn sẽ mang lại giá

trị doanh nghiệp cao hơn.

Abdobi và cộng Sự gia tăng trong tính thanh khoản của

sự (2015) cổ phiếu sẽ mang lại giá trị doanh

nghiệp cao hơn. Đồng thời, tính thanh

khoản của cổ phiếu đẩy mạnh các cơ

chế quản trị công ty, mang lại hiệu quả

quản trị cao hơn.

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các kết quả nghiên cứu)

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Một trong những mục tiêu của bài nghiên cứu này nhằm kiểm định mối quan hệ

giữa tính thanh khoản của cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp. Dựa

trên cơ sở tìm hiểu những bài nghiên cứu trước đây của các tác giả có uy tín về vấn

đề này, tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam dựa trên ý

tưởng bài nghiên cứu “Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty

và giá trị doanh nghiệp - Bằng chứng thực nghiệm từ thị trường chứng khoán Nga”

của tác giả Wei–Xuan-Li, Clara Chia- Sheng Chen, Joseph J.French (2012).

3.1 Dữ liệu nghiên cứu

Trong bài nghiên cứu này, tác giả xây dựng dữ liệu bảng với 212 các công ty phi tài

chính được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh (HSX) và sở

giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn nghiên cứu 07 năm từ năm

2009 đến năm 2015 và có thời gian niêm yết lần đầu trong khoảng thời gian từ năm

2000 đến năm 2008. Tính tại thời điểm thu thập dữ liệu, bộ dữ liệu gồm có 680

công ty, tuy nhiên, tác giả đã tiến hành loại bỏ một số công ty ra khỏi mẫu nghiên

cứu. Việc loại bỏ được thực hiện theo các tiêu chí sau:

 Loại bỏ các công ty hoạt động trong lĩnh vực tài chính, tín dụng, ngân hàng ra

khỏi mẫu nghiên cứu do các doanh nghiệp này có báo cáo tài chính đặc biệt hơn

các doanh nghiệp thông thường.

 Loại bỏ các công ty có dữ liệu về cổ phiếu biến động quá lớn hoặc khuyết số

liệu công bố trong giai đoạn nghiên cứu nhằm đảm bảo sự cân bằng của dữ liệu.

 Loại bỏ các công ty không có đủ 7 năm quan sát để dữ liệu bảng là cân bằng.

 Loại bỏ những cổ phiếu đã hủy niêm yết đến cuối năm 2015.

Sau khi lựa chọn theo các tiêu chí trên, mẫu được chọn bao gồm 212 công ty tương

ứng với 1,481 quan sát, được sắp xếp theo kiểu dữ liệu bảng (đây là dữ liệu bảng

cân bằng) với ba chiều: năm, công ty, và các nhân tố nghiên cứu.

Sau đây là cách thu thập dữ liệu để thực hiện bài nghiên cứu:

 Các dữ liệu liên quan đến quản trị công ty được tác giả thu thập dựa theo báo cáo

thường niên của các công ty, báo cáo tài chính năm đã được kiểm toán, sau đó tác

giả tự tổng hợp và thực hiện hồi quy cần thiết để có được giá trị BOARD và TD

như phần trình bày cách tính ở mục 3.2.2.1

 Các dữ liệu liên quan tính thanh khoản cổ phiếu như: khối lượng cổ phiếu giao

dịch, tỷ số kém thanh khoản, và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi được thu thập

từ số liệu giao dịch chứng khoán hàng ngày công bố trên website chứng khoán Bảo

Việt http://www.bvsc.vn.

 Các dữ liệu liên quan đến các giá trị doanh nghiệp (đo bằng Tobin’s Q), tổng tài

sản, đòn bẩy tài chính được thu thập và tính toán từ dữ liệu kế toán tài chính năm

dựa trên các báo cáo tài chính đã được kiểm toán của các doanh nghiệp niêm yết

được công bố trên website http://www.hsx.vn của sở giao dịch chứng khoán Thành

Phố Hồ Chí Minh và website http://www.hnx.vn/ của sở giao dịch chứng khoán Hà

Nội.

3.2 Phương pháp nghiên cứu

3.2.1 Mô hình nghiên cứu

Dựa trên cơ sở kế thừa nghiên cứu thực nghiệm của Wei-Xuan-Li và cộng sự

(2012) thực hiện đối với các công ty ở Nga, tác giả áp dụng hệ phương trình hồi quy

dường như không liên quan (SUR) để kiểm định mối quan hệ tác động giữa tính

thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp. Hệ phương trình

SUR được xây dựng với hai phương trình: phương trình thứ nhất là phương trình

kiểm định mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty (gọi tắt là

phương trình CG) và phương trình thứ hai là phương trình kiểm định mối quan hệ

giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp (gọi tắt là phương trình Q).

Các biến kiểm soát như tổng tài sản (TA) và đòn bẩy tài chính (LEV) được sử dụng

trong phương trình thứ nhất (phương trình CG); biến doanh thu (SALES) và tỷ suất

sinh lợi tích lũy (CRET) được sử dụng là biến kiểm soát trong phương trình thứ hai

(phương trình Q). Dựa trên hai cách đo lường quản trị công ty (CG) mà tác giả đề

xuất như số lượng thành viên HĐQT (BOARD) và tính kém minh bạch thông tin

trong báo cáo tài chính (TD) kết hợp lần lượt với ba cách đo lường tính thanh khoản

cổ phiếu (LIQ) được sử dụng rộng rãi trong các lý thuyết như Logarit cơ số tự nhiên

của khối lượng cổ phiếu giao dịch (LnVOL), tỷ số kém thanh khoản Amihud (2002)

(ILQ) và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi tích lũy (PZR), tác giả áp dụng phương

pháp hồi quy phương trình dường như không liên quan (SUR) với ba mô hình sau

đây.

Mô hình 1

(1.1) Ln(CGit) = β10 + β11Ln(VOLit) + β12Ln(TAit) + β13LEVit + εit

(1.2) Qit = β20 + β21Ln(CGit) + β22Ln(SALESit) + β23CRETit + εit

Mô hình 2

(2.1) Ln(CGit) = β10 + β11Ln(ILQit) + β12Ln(TAit) + β13LEVit + εit

(2.2) Qit = β20 + β21Ln(CGit) + β22Ln(SALESit) + β23CRETit + εit

Mô hình 3

(3.1) Ln(CGit) = β10 + β11Ln(PZRit) + β12Ln(TAit) + β13LEVit + εit

(3.2) Qit = β20 + β21Ln(CGit) + β22Ln(SALESit) + β23CRETit + εit

Sau khi so sánh các kết quả có được, tác giả đi đến lựa chọn một biến phù hợp đại

diện cho quản trị công ty và một biến phù hợp để đại diện cho tính thanh khoản cổ

phiếu. Mô hình cơ sở của bài nghiên cứu để kiểm định mối quan hệ giữa tính thanh

khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp có thể viết dưới dạng tổng

quát như sau:

(1) Ln(CGit) = β10 + β11Ln(LIQit) + β12Ln(TAit) + β13LEVit + εit

(2) Qit = β20 + β21Ln(CGit) + β22Ln(SALESit) + β23CRETit + εit

Trong đó:

 CG là biến đại diện cho quản trị công ty;

 LIQ là biến đại diện tính thanh khoản cổ phiếu;

 TA là tổng tài sản cuối năm tài chính (tính bằng đồng);

 LEV là đòn bẩy tài chính;

 Q là giá trị doanh nghiệp được đo bằng Tobin’s Q;

 SALES là tổng doanh thu bán hàng trong năm (tính bằng đồng);

 CRET là tỷ suất sinh lợi tích lũy có độ trễ 6 tháng; và

 ε là sai số đặc thù cho tất cả các yếu tố không quan sát được mà thay đổi giữa

các đối tượng và thời gian (sai số ngẫu nhiên).

3.2.2 Mô tả các biến

3.2.2.1 Biến quản trị công ty (CG)

Nhìn chung, trong các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của quản trị công ty lên

tính thanh khoản cổ phiếu hay quản trị công ty lên giá trị doanh nghiệp thì biến đại

diện cho quản trị công ty được sử dụng rất da đạng dưới nhiều hình thức khác nhau.

Jain (2001) đo lường quản trị công ty thông qua quyền cổ đông, Karmani và Ajina

(2012) lại xem xét quản trị công ty thông qua đặc điểm của HĐQT. Một số nghiên

cứu khác sử dụng chỉ số công khai và minh bạch thông tin (Transparency and

Disclosure) của Standard & Poor làm biến đại diện cho quản trị công ty như Durnev

và Kim (2003); Chen và cộng sự (2007), Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012).

Ở Việt Nam, việc xây dựng chỉ số quản trị vẫn là một vấn đề tương đối mới. Kể từ

năm 2010, Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) – thành viên của nhóm ngân hàng thế

giới đã tiến hành thực hiện dự án “Thẻ điểm quản trị công ty” để khảo sát tình hình

quản trị của 100 công ty hàng đầu niêm yết tại sở giao dịch chứng khoán Thành Phố

Hồ Chí Minh và sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (bao gồm các công ty tài chính).

Thẻ điểm quản trị công ty này được xây dựng trên Nguyên tắc quản trị công ty của

OECD và đánh giá thẻ điểm được tiến hành dựa trên cơ sở các thông tin mà nhà đầu

tư có thể tiếp cận trong kỳ báo cáo hàng tháng, bao gồm báo cáo thường niên, các

báo cáo tài chính, các tài liệu liên quan đến họp ĐHĐCĐ, các tài liệu báo cáo của

Ủy ban chứng khoán Nhà Nước và sở giao dịch chứng khoán, các tài liệu công bố

trên website của công ty và các phương tiện truyền thông, và các thông tin công

khai sẵn có khác của mỗi công ty. Tuy nhiên, kể từ thời gian 2010 trở về sau vẫn

chưa có một báo cáo thống kê hay một tổ chức có ý tín nào khảo sát tổng thể về tình

hình quản trị công ty của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên thị trường

chứng khoán Việt Nam. Mặt khác, trên thế giới cũng như ở Việt Nam vẫn chưa có

lý thuyết hướng dẫn thống nhất về cách lựa chọn các biến trong việc xây dựng các

chỉ số quản trị công ty trong khi mỗi tác giả xây dựng chỉ số này một cách khác

nhau dựa trên đặc thù của mỗi quốc gia. Do vậy, việc tự xây dựng chỉ số quản trị

công ty dựa theo Báo cáo thẻ điểm quản trị của IFC tương ứng với 212 công ty phi

tài chính niêm yết trên hai sở giao dịch chứng khoán Việt Nam để phục vụ cho bài

nghiên cứu này thật sự rất khó khăn và thiên về cảm tính chủ quan của người khảo

sát. Vì vậy, tác giả đề xuất 2 cách đo lường biến quản trị dựa trên dữ liệu thực tế có

thể thu thập có tại Việt Nam đó là số lượng thành viên HĐQT và tính kém minh

bạch thông tin trong báo cáo tài chính.

 Số lượng thành viên HĐQT (Board) cho thấy quy mô HĐQT trong một công ty.

Đây là biến được sử dụng để đại diện cho quản trị công ty. Jensen (1993) cho rằng

một HĐQT có quy mô lớn sẽ trở nên thụ động trong việc giám sát và các thành viên

HĐQT sẽ không làm việc ở mức độ tối ưu để nâng cao giá trị của các cổ đông.

Rashid và Islam (2013) cho rằng một HĐQT có quy mô lớn hơn được kỳ vọng sẽ có

mối quan hệ tích cực tới giá trị doanh nghiệp trong thị trường đang phát triển. Trong

bài nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng quy mô HĐQT sẽ có mối tương quan dương

với giá trị doanh nghiệp.

 Tính kém minh bạch thông tin trong báo cáo tài chính (TD) gọi tắt là tính kém

minh bạch thông tin được sử dụng là biến đại diện cho quản trị công ty. Jain và

cộng sự (2008) đã chỉ ra rằng thanh khoản thị trường có tương quan dương với chất

lượng báo cáo tài chính, nghĩa là việc quản trị công ty cũng như mức độ công khai

và minh bạch của các báo cáo tài chính gia tăng sẽ làm khôi phục lòng tin của các

nhà đầu tư và từ đó làm tăng thanh khoản thị trường. Tại Việt Nam, báo cáo tài

chính là kênh truyền dẫn thông tin phổ biến nhất phục vụ đắc lực cho các nhà đầu

tư. Hầu hết các nhà đầu tư cũng như các chuyên gia tài chính khi tham gia vào thị

trường chứng khoán Việt Nam sẽ phải đọc qua các báo cáo tài chính để nắm bắt

nhanh các thông tin về hoạt động của doanh nghiệp và sử dụng thông tin đó làm cơ

sở để đưa ra các phân tích, đánh giá tổng quan trước khi thực hiện đầu tư. Ngược

lại, đặc thù chung của các doanh nghiệp Việt Nam là luôn “làm đẹp” báo cáo tài

chính của mình bằng cách cố ý che giấu các thông tin không tốt hoặc sẽ phác họa

các chỉ số tài chính mong muốn thông qua một vài “phù phép” nhỏ. Việc làm này

về lâu dài được xem là hành vi cố tình bóp méo thông tin và lừa gạt nhà đầu tư. Một

khi bị phát hiện ra thì uy tín của doanh nghiệp không còn, nhà đầu tư mất niềm tin

và từ đó giá trị thị trường của doanh nghiệp sẽ giảm sút nặng nề. Vì vậy, vai trò

giám sát của HĐQT trong việc minh bạch thông tin tài chính để bảo vệ nhà đầu tư

thật sự rất quan trọng. Thông tin tài chính càng minh bạch càng chứng tỏ công tác

quản trị của doanh nghiệp thật sự hiệu quả.

Để ước lượng biến kém minh bạch thông tin, tác giả vận dụng lý thuyết về phương

pháp đo lường theo Gomariz và Ballesta (2013) theo các bước như sau:

 Đầu tiên, tác giả áp dụng mô hình của McMichols và Stubben (2008), xem doanh

thu vượt trội là một biến đại diện cho quản lý thu nhập.

SALES









Bước 1: Ước lượng phương trình sau:

i t ,

   1

 i t ,

i t ,

(*)

it thu được từ ước lượng phương trình (*). Phần

Bước 2: Lấy giá trị phần dư

it đại diện cho sự thay đổi trong các khoản phải thu không thể giải thích

dư

được bởi sự tăng trưởng trong doanh thu bán hàng.

Bước 3: Hình thành biến số đại diện cho tính kém minh bạch thông tin của

TD MNST i t ,

 i t ,

doanh nghiệp thông qua công thức:

 Tiếp đến, tác giả đo lường biến kém minh bạch thông tin dựa trên mô hình các

khoản dồn tích phát triển bởi Kasznil (1999), dựa theo Jones (1991)

SALES

PPE









Bước 1: Ước lượng phương trình:

  TA , i t

   1

 2

i t ,

 3

CFO i t ,

 i t ,

i t ,

(**)

Trong đó:

,i tTA là tổng số trích trước, được tính bằng sự thay đổi trong tài sản ngắn

‐

hạn, không bao gồm thay đổi trong tiền và các khoản tương đương tiền

trừ đi thay đổi về nợ ngắn hạn hiện tại cộng với thay đổi trong nợ ngắn

SALES



hạn của ngân hàng, trừ đi khấu hao của doanh nghiệp i trong năm t.

,i t

là sự thay đổi hàng năm trong doanh thu bán hàng. ‐

PPE là tài sản, nhà máy và thiết bị của doanh nghiệp i vào thời gian t

,i t

‐

CFO ,i t

là sự thay đổi biến động trong dòng tiền từ hoạt động của doanh ‐

nghiệp i vào năm t.

,i t thu được từ phương trình (**). Phần dư

,i t

Bước 2: Lấy giá trị phần dư

,i tTA không thể giải thích được bằng sự thay

đại diện cho sự thay đổi trong

đổi trong doanh số bán hàng, biến động trong dòng tiền hoạt động cũng như

tài sản cố định của doanh nghiệp.

TD KASZ

Bước 3: Hình thành biến số đại diện cho tính kém minh bạch thông tin của

 i t ,

i t ,

doanh nghiệp thông qua công thức

 Sau cùng, tác giả đo lường biến kém minh bạch thông tin dựa trên mô hình phát

triển bởi Dechow và Dichev (2002)

(***)





CA i t ,

   1

 2

CFO i t ,

 3

 . i t

CFO , 1 i t 

CFO , 1 i t 

Bước 1: Ước lượng phương trình:

Trong đó:

,W i tCA được tính bằng sự thay đổi trong tài sản ngắn hạn không bao gồm sự

‐

thay đổi trong tiền và các khoản tương đương tiền, trừ đi thay đổi về nợ ngắn

hạn cộng với thay đổi trong nợ ngân hàng ngắn hạn của doanh nghiệp i vào

CFO ,

năm t.

i t , 1

,i t

i t , 1

CFO  ,

CFO  lần lượt là dòng tiền hoạt động của năm trước năm t,

‐

năm t, và sau năm t.

.i t thu được từ ước lượng phương trình (***). Tương

Bước 2: Lấy giá trị phần dư

tự như cách tính trình bày ở hai phương pháp trên.

Bước 3: Hình thành biến số đại diện cho tính kém minh bạch thông tin của doanh

_ DDi t

 i t ,

nghiệp thông qua công thức:

Từ ba phương pháp ước lượng trên, dựa vào nghiên cứu của Gomariz và Ballesta

(2013), cách tính thứ tư để xác định biến số đại diện tính kém minh bạch thông tin

của doanh nghiệp là tính trung bình của ba giá trị TD ở trên:

TD KASZ

_ DD



TD MNST i t ,

i t ,



TD i t ,

3.2.2.2 Biến giá trị doanh nghiệp (Q)

Tobin’s Q (ký hiệu là Q) được sử dụng là biến đại diện cho giá trị doanh nghiệp

trong nhiều nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị

doanh nghiệp như Klapper và Love (2004), Durnev và Kim (2005), Aggarwal và

cộng sự (2008)… khi nghiên cứu ở các thị trường tài chính phát triển và đang phát

triển.

Chỉ số Tobin’s Q được đưa ra bởi Jams Tobin của trường đại học Yale, chủ nhân

của giải Nobel kinh tế học năm 1981. Tobin’s Q thường được sử dụng để đo lường

thành quả của doanh nghiệp bởi vì việc tính toán chỉ số này có sử dụng nhiều chỉ số

tài chính và có thể điều chỉnh công thức tính toán chỉ số một cách linh hoạt theo yêu

cầu của từng nghiên cứu. Do đó, các nhà nghiên cứu khác nhau sẽ áp dụng cách tính

toán chỉ số Tobin’s Q khác nhau. Capulong và cộng sự (2000) tính toán chỉ số này

trong các thị trường đang phát triển bằng tỷ số giữa giá trị thị trường của tài sản và

giá trị thay thế của tài sản (các khoản nợ), trong đó giá trị thị trường của tài sản có

thể được tính bằng việc xác định giá trị thị trường của nợ và giá trị thị trường của

vốn chủ sở hữu, chi phí thay thế tài sản có thể xác định dựa trên các thông tin kế

toán và giá mua bán của tài sản. Thế nhưng tại Việt Nam thì giá trị thị trường của

nợ rất khó xác định, do đó việc tính toán chỉ số Tobin’s Q theo Capulong và cộng

sự (2000) sẽ gặp nhiều khó khăn hơn. Vì vậy, tác giả lựa chọn phương pháp đo

lường giá trị doanh nghiệp theo Kaplan và Zingales (1997) theo công thức sau:

Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị sổ sách của nợ Q = Giá trị sổ sách của tổng tài sản

Chỉ số Tobin’s Q có giá trị lớn hơn 1 cho thấy rằng công ty đó đang hoạt động có

hiệu quả, và ngược lại, chỉ số Tobin’s Q có giá trị nhỏ hơn 1 thể hiện một điều là

công ty đó đang hoạt động không tốt. Một công ty hoạt động tốt có thể cho thấy

công ty đó đang làm gia tăng giá trị của cổ đông.

3.2.2.3 Biến đại diện cho tính thanh khoản cổ phiếu

Việc đo lường tính thanh khoản cổ phiếu có thể được xét ở nhiều khía cạnh như số

vòng quay giao dịch của cổ phiếu (Tang và Wang, 2011), chênh lệch giá (Chung và

cộng sự, 2010), khối lượng cổ phiếu giao dịch (Karmani và Ajina, 2012), tỷ số kém

thanh khoản (Amihud, 2002), tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (Lesmond,

Ogden, và Trzcinka, 1999). Dựa trên sự tham khảo từ bài nghiên cứu của Wei-Xuan

Li và cộng sự (2012) tại Nga, bài nghiên cứu lần lượt sử dụng 3 cách đo lường tính

thanh khoản gồm khối lượng cổ phiếu giao dịch (VOL), tỷ số kém thanh khoản

(ILQ) và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (PZR). Tác giả kỳ vọng tính thanh

khoản của cổ phiếu càng cao thì quản trị công ty càng đạt hiệu quả tốt hơn.

(1) Khối lượng cổ phiếu giao dịch (VOL - Volume)

Theo nghiên cứu của Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012), VOL là giá trị cổ phiếu giao

dịch trung bình của một công ty trong năm. Tuy nhiên, do sự không đồng nhất trong

việc thu thập dữ liệu chứng khoán tại Việt Nam nên trong bài nghiên cứu này, VOL

được tính theo công thức sau:

VOL = Khối lượng cổ phiếu giao dịch trung bình trong năm

Về mặt ý nghĩa thực nghiệm, việc sử dụng hai cách tính này là tương đương nhau,

nghĩa là khối lượng (hay giá trị) của cổ phiếu giao dịch càng lớn chứng tỏ tính thanh

khoản của cổ phiếu càng cao.

(2) Tỷ số kém thanh khoản (ILQ - Iliquidity)

ILQ là tỷ số kém thanh khoản tính theo Amihud (2002), tỷ số này càng cao sẽ thể

hiện tính thanh khoản của cổ phiếu càng thấp. ILQ được hiểu là tỷ lệ phần trăm thay

đổi giá trên 1 đơn vị khối lượng giao dịch (tính bằng tiền), nghĩa là một đơn vị giao

dịch (tính bằng tiền) hàng ngày gây ra ảnh hưởng làm thay đổi giá cả bao nhiêu.

Amihud (2002) đã chứng minh thành công rằng tỷ số này có thể được sử dụng để đo

lường tác động giá. Sau đó đã có nhiều nghiên cứu sử dụng tỷ số này để đo lường

tính kém thanh khoản cổ phiếu như Lesmond (2005), Fang và cộng sự (2009),

Parasanna và Menon (2011), Tang và Wang (2011), Wei-Xuan-Li và cộng sự

(2012). Công thức tính ILQ trung bình năm t của cổ phiếu i được tính như sau:

Dit

t=1

(cid:3533) ILQit= 1 Dit Ritd Volditd

Trong đó: Dit là số ngày có dữ liệu của cổ phiếu i trong năm t. Ritd là chênh lệch

giữa giá đóng cửa – giá mở cửa của cổ phiếu i vào ngày d của năm t. Volditd là giá

trị giao dịch tính bằng tiền của cổ phiếu i vào ngày d của năm t.

(3) Tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (PZR - Proportion of zero return days)

Lesmond, Ogden, và Trzcinka (1999) cho rằng khi các nhà đầu tư nắm giữ được

nhiều thông tin (bao gồm thông tin chung được công bố và thông tin riêng) nhưng

giá trị của thông tin này không vượt qua được ngưỡng giới hạn của chi phí giao

dịch, khi đó các nhà đầu tư có xu hướng giảm bớt các giao dịch mong muốn hoặc

thậm chí sẽ không giao dịch, kéo theo đó là không có sự biến động giá từ ngày giao

dịch trước đó và cuối cùng là không có tỷ suất sinh lợi. Tương tự như ý nghĩa của

biến ILQ, khi giá trị tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi càng cao cho thấy tính

thanh khoản của cổ phiếu càng thấp.

Lesmond và cộng sự (1999) tính chỉ tiêu này như sau:

Tổng số ngày không có tỷ suất sinh lợi PZR = Số ngày giao dịch trong năm

3.2.2.4 Tổng tài sản (TA- total assets)

TA chính là giá trị sổ sách của tổng tài sản của doanh nghiệp thời điểm cuối năm

(đơn vị tính là đồng) và được sử dụng là biến đại diện cho quy mô công ty. Các

nghiên cứu trước đây như Chung và cộng sự (2010), Tang và Wang (2011),

Karmani và Ajina (2012) cho rằng có một mối tương quan dương giữa quy mô công

ty và hiệu quả quản trị. Điều này có nghĩa là các công ty có quy mô càng lớn thì bộ

máy quản trị và điều hành được xây dựng để gia tăng mức độ giám sát sẽ tốt hơn,

yêu cầu công khai và minh bạch thông tin có xu hướng cao hơn so với các công ty

có quy mô nhỏ. Ngược lại, kết quả nghiên cứu của Lazareva và cộng sự (2007)

cũng như Wei-Xuan Li và cộng sự (2012) lại chỉ ra rằng các công ty có quy mô lớn

(ở Nga) không cần thiết phải minh bạch thông tin do các nhà đầu tư nước ngoài

thường thích các công ty có quy mô vừa và nhỏ để giảm bớt khả năng bị sở hữu bởi

các nhà tài phiệt. Do đó, liệu có tồn tại mối quan hệ giữa quy mô công ty và quản trị

công ty tại Việt Nam hay không, tác giả tiến hành đưa biến tổng tài sản vào bài

nghiên cứu với kỳ vọng một mối tương quan dương giữa biến này với biến quản trị

công ty.

3.2.2.5 Doah thu (SALES)

SALES là tổng doanh thu bán hàng trong năm (đơn vị tính là đồng). Biến này được

sử dụng là biến kiểm soát về quy mô công ty trong kiểm định quan hệ giữa quản trị

công ty và giá trị doanh nghiệp. Theo Durnev và Kim (2005), các công ty có doanh

thu càng cao thường sẽ có giá trị doanh nghiệp cao hơn các công ty có doanh thu

thấp do họ có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn. Theo đó, Wei-Xuan-Li và cộng sự

(2012) cũng trưng ra bằng chứng cho thấy doanh thu có tương quan dương với giá

trị doanh nghiệp. Thống nhất với các nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng một hệ số

tương quan dương giữa doanh thu (SALES) với quản trị công ty.

3.2.2.6 Đòn bẩy tài chính (LEV - leverage)

Đòn bẩy tài chính được sử dụng như là một biến kiểm soát trong phương trình quản

trị công ty (phương trình CG). Dechow, Sloan và Sweeney (1996) cho rằng khi

công ty sử dụng nợ quá nhiều có thể dẫn đến nhiều khả năng gian lận hơn và do đó

cần tăng nhu cầu giám sát nội bộ. Florackis và Ozkan (2009) cho rằng các công ty

có đòn bẩy tài chính lớn, cần sử dụng thị trường tài chính để huy động vốn do đó để

đảm bảo rủi ro được định giá đúng, các nhà quản lý có động cơ gia tăng tính công

khai và minh bạch thông tin ra công chúng. Tang và Wang (2011) cho rằng có mối

tương quan dương giữa đòn bẩy tài chính và quản trị doanh nghiệp do các chủ nợ sẽ

yêu cầu cao hơn về quyết định công khai, minh bạch thông tin đối với các nhà quản

lý. Kết quả nghiên cứu của Wei–Xuan-Li và cộng sự (2012) cũng như kỳ vọng của

tác giả hướng đến hỗ trợ cho các lập luận trên.

Trong bài nghiên cứu này, đòn bẩy tài chính (LEV) được tính toán theo công thức

Tổng nợ LEV = Tổng vốn cổ phần

3.2.2.7 Tỷ suất sinh lợi tích lũy (CRET - cumulative return)

Theo Gutierrez và Pirinsky (2007) và Fang và cộng sự (2009), các nhà đầu tư có

khuynh hướng mua cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao, điều này làm tăng giá trị thị

trường của vốn cổ phần. Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) trên cơ sở kế thừa lý

thuyết này đã sử dụng biến tỷ suất sinh lợi tích lũy có độ trễ 6 tháng (tính theo

Jegadeesh và Titman, 1993) làm biến kiểm soát trong nghiên cứu của mình. Kết quả

chỉ ra rằng tỷ suất sinh lợi tích lũy trong quá khứ càng cao sẽ giúp giá trị doanh

nghiệp trong tương lai gia tăng.

Trong bài nghiên cứu này, tỷ suất sinh lợi tích lũy có độ trễ 6 tháng được tính theo

công thức sau:

i=7

) CRET= (cid:3537) (1+ Pti-P0i P0i

Trong đó, Pti và P0i lần lượt thế hiện giá giao dịch trung bình trong ngày cuối tháng

và đầu tháng i trong năm cần tính toán.

Bảng 3.1. Tổng hợp tóm tắt mô tả các biến sử dụng trong mô hình

Biến Nội dung Tính toán

TD KASZ

_ DD



Số lượng thành viên HĐQT BOARD Quy mô của HĐQT

TD MNST i t ,

i t ,

Tính kém minh bạch thông tin

VOL

Dit

Khối lượng cổ phiếu giao dịch Khối lượng cổ phiếu giao dịch trung bình trong năm

ILQ

t=1

(cid:3533) Tỷ số kém thanh khoản của cổ phiếu 1 Dit Ritd Volditd

PZR Tổng số ngày không có tỷ suất sinh lợi Tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi tích lũy Số ngày giao dịch trong năm

Giá trị doanh nghiệp Q

Giá trị thị trường của vốn cổ phần + Giá trị sổ sách của nợ Giá trị sổ sách của tổng tài sản

Tổng tài sản TA

Giá trị sổ sách của tổng tài sản tại thời điểm cuối năm

Doanh thu Tổng doanh thu bán hàng trong năm SALES

Đòn bẩy tài chính LEV Tổng nợ

Tổng vốn cổ phần

CRET

i=7 (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)

) (cid:3537) (1+ Tỷ suất sinh lợi tích luỹ có độ trễ 6 tháng Pti-P0i P0i

3.3 Phát biểu giả thuyết nghiên cứu

Để hiểu được mối quan hệ đồng thời giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công

ty và giá trị doanh nghiệp, tác giả phát triển giả thuyết nghiên cứu dựa trên mô hình

lý thuyết của Maug (1998), Durnev và Kim (2005) và nghiên cứu thực nghiệm của

Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012). Maug (1998) chỉ ra rằng tính thanh khoản của cổ

phiếu cho phép các cổ đông nhỏ lẻ dễ gia tăng các giao dịch với một chi phí thấp.

Do vậy họ có khả năng nắm trong tay một số lượng lớn cổ phần và trở thành một

trong những cổ đông lớn. Các cổ đông lớn lúc này do phải đối mặt với vấn đề “free-

rider” nên họ phải gia tăng mức độ giám sát để họ cũng được hưởng lợi từ việc nắm

giữ các thông tin riêng khi thị trường cổ phiếu thanh khoản. Sự gia tăng giám sát

này góp phần cải thiện cơ chế quản trị nội bộ của công ty. Durnev và Kim (2005)

đưa ra dự báo rằng công ty được quản trị tốt hơn có xu hướng gia tăng giá trị doanh

nghiệp. Sau cùng, Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) đã làm sáng tỏ vai trò của thanh

khoản trong việc góp phần cải thiện hiệu quả quản trị công ty và từ đó góp phần

nâng cao giá trị doanh nghiệp.

Các giả thuyết nghiên cứu trong đề tài được viết lại như sau:

 Giả thuyết H1: Tính thanh khoản của cổ phiếu có tương quan dương với quản trị

công ty.

 Giả thuyết H2: Quản trị công ty có tương quan dương với giá trị doanh nghiệp.

 Giả thuyết H3: Tồn tại hay không mối quan hệ ảnh hưởng giữa tính thanh khoản

cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp, trong đó, tính thanh khoản của

cổ phiếu góp phần làm cho quản trị công ty tốt hơn từ đó làm gia tăng giá trị

doanh nghiệp.

Bảng 3.2. Tổng hợp dấu kỳ vọng của các biến trong mô hình cơ sở

Tên biến Ý nghĩa Ký hiệu Dấu kỳ vọng

Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty

LIQ + Tính thanh khoản cổ phiếu

Tính thanh khoản của cổ phiếu cao dự báo quản trị công ty tốt hơn. Và ngược lại, tính kém thanh khoản của cổ phiếu có ảnh hưởng không tốt đến quản trị công ty.

+ Tổng tài sản TA Công ty có quy mô càng lớn thì quản trị công ty tốt hơn.

+ LEV Công ty sử dụng đòn bẩy tài chính cao thì quản trị công ty tốt hơn. Đòn bẩy tài chính

Mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

+ Quản trị công ty CG Công ty thực hiện quản trị càng tốt thì giá trị doanh nghiệp sẽ cao hơn.

+ Doanh thu SALES Công ty có doanh thu cao sẽ gia tăng giá trị doanh nghiệp.

+ CRET Tỷ suất sinh lợi tích lũy Tỷ suất sinh lợi cao hơn trong quá khứ của cổ phiếu làm gia tăng giá trị doanh nghiệp

(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp)

3.4 Phương pháp nghiên cứu và cách thức thực hiện

3.4.1 Giới thiệu về mô hình SUR

Trong rất nhiều trường hợp, mô hình hệ phương trình nghiên cứu tồn tại mối quan

hệ giữa các biểu thức. Nguyên nhân của sự tồn tại mối quan hệ giữa những biểu

thức riêng rẽ này có thể được giải thích bởi các lý do sau:

 Thành phần sai số trong các biểu thức khác nhau có mối liên quan với nhau.

 Những yếu tố chung không quan sát được có ảnh hưởng đến các biến giải thích

(độc lập) trong mô hình.

 Các tham số trong các biểu thức khác nhau có liên quan với nhau.

 Một hoặc một số tham số giống nhau cùng xuất hiện ở một số biểu thức có mối

quan hệ (tuyến tính hoặc phi tuyến) với những tham số khác trong các biểu thức

còn lại.

Tương tự, với mô hình cơ sở được xây dựng trong đề tài này, biến quản trị công ty

được sử dụng là biến phụ thuộc trong phương trình thứ nhất (phương trình CG)

đồng thời lại được sử dụng như là biến độc lập trong phương trình thứ hai (phương

trình Q) trong khi dữ liệu được tác giả thu thập từ một bộ quan sát như nhau. Điều

này có thể dẫn đến sự tương quan giữa phần dư ở phương trình CG với phần dư của

phương trình Q. Đây là một trong những dấu hiệu của vấn đề tương quan giữa các

biểu thức riêng rẽ và dẫn đến các sai lệch trong kết quả nghiên cứu.

Chúng ta có thể sử dụng OLS để ước lượng từng biểu thức riêng rẽ của mô hình

dạng tổng quát (1). Tuy nhiên, trong trường hợp tồn tại mối quan hệ giữa các biểu

thức này thì ước lượng OLS sẽ vi phạm các giả thiết về phân phối độc lập tương tự

(iid) của phần dư – một trong những giả định quan trọng về phân phối của phần dư

trong ước lượng OLS. Xem thêm một số giả thuyết quan trọng của ước lượng OLS

[Phụ lục 1] và các tính chất của ước lượng OLS [Phụ lục 2]

Để giải quyết vấn đề ước lượng này cần thiết phải sử dụng một ước lượng phù hợp,

linh hoạt vừa đảm bảo được độ tin cậy của hệ số ước lượng cũng như cải thiện tính

hiệu quả của OLS. Trong trường hợp này, mô hình dường như không liên quan

(SUR) được đề xuất bởi Zeller (1962) được sử dụng phổ biến nhất và được tác giả

lựa chọn làm phương pháp nghiên cứu cho đề tài này.

Trên cơ sở phương pháp hồi quy OLS cổ điển, Zellner (1962) đã đề xuất mô hình

hồi quy tuyến tính tổng quát bao gồm nhiều phương trình hồi quy, mỗi phương trình

đều có biến phụ thuộc riêng và các biến giải thích. Mỗi phương trình đó đều có thể

hồi quy một cách riêng biệt và được liên kết với nhau bởi một vài yếu tố chung

không quan sát được.

Theo Brooks (2013, trang 528) thì ý tưởng cơ bản của SUR là biến đổi mô hình có

các sai số tương quan trở nên trực giao với nhau. Nếu tương quan của sai số giữa

các biểu thức riêng rẽ là bằng 0 thì mô hình SUR sẽ tương tự như mô hình OLS cho

các biểu thức riêng rẽ (Green, 2012 trang 334).

LIQ TA ln

CG ln

SALES





  

  

  1    2

  

  01    02

  

    12 13      23

LEV

CRET

       

    

(3)

Y   

Phương trình tổng quát của mô hình có thể được viết dưới dạng ma trận như sau:

Hoặc tổng quát hơn:

Trong đó:

 Y là vector cột gồm biến phụ thuộc của 2 phương trình, Y = (CG, Q)’

LIQ TA ln

CG ln

SALES

 X là ma trận của 3 biến giải thích ở 2 phương trình,

LEV

CRET

     

    



  lần lượt là vector cột chứa sai số của mỗi biểu thức riêng rẽ. Trong trường

u it

v i it

hợp của dữ liệu bảng thì  được kí hiệu bằng

Tổng quát hơn, xét dạng một mô hình M biểu thức riêng rẽ với mỗi biểu thức gồm

ki biến giải thích. Hệ thống gồm M biểu thức hồi quy dường như không liên quan

này có thể được viết lại dưới dạng ma trận như sau:

y 1 y





2 y 3 .

 1  2  3 .

 1  2  3 .

          

          

          

          

            M

          

            M

          

Tương tự như mô hình OLS, mô hình SUR sẽ tuân thủ một số các giả thiết về giá trị

kỳ vọng, tính tuyến tính và phân phối của phần dư. Chẳng hạn, phần dư ở mỗi biểu

thức riêng rẽ là không có sự tự tương quan, phương sai của phần dư là đồng nhất.

Tuy nhiên, khi áp dụng ước lượng cho cả mô hình tổng quát (3) thì mô hình SUR

cho phép phương sai của các phần dư ở các biểu thức riêng rẽ là khác nhau, cũng

như tồn tại sự tương quan đồng thời giữa các biểu thức riêng rẽ. Đây là trái tim của

của mô hình SUR so với OLS để giải quyết vấn đề tương quan đồng thời của các

phần dư, cũng như phương sai không đồng nhất của các phần dư trong hệ thống.

Cov

( ) 

( E 



Theo đó, mô hình SUR giả định ma trận phương sai – hiệp phương sai của các phần

    với n

dư trong hệ thống M biểu thức có cấu trúc như sau:

 là một ma trận MxM bao gồm phương sai và hiệp phương sai của M biểu thức

 1 n .

1 0 0 1

0 .

21 .

 





 n n

          

          

   12     22          1 n

          

nxn

riêng rẽ.

Trong đó:

 11 là phương sai của các sai số trong biểu thức 1, 22 là phương sai của các

sai số trong biểu thức 2…; 12 là hiệp phương sai của các sai số trong biểu

thức 1 và biểu thức 2,… . Các phần tử đường chéo chính của  không bắt

buộc phải bằng nhau, σii có thể khác σjj, và các phần tử bên ngoài đường

chéo chính không yêu cầu phải bằng 0.

 Ma trận đơn vị In, là một ma trận nxn chứa các giá trị 1 trên đường chéo

chính và giá trị 0 bên ngoài đường chéo chính.

 Kí hiệu  là một toán tử, được gọi là tích số Kronecker (Kronecker

product)11. Trong trường hợp này, nó cho chúng ta biết rằng phải nhân mỗi

phần tử trong ma trận  với ma trận đơn vị In. Kết quả của tích số Kronecker

là ma trận của sai số trong phương trình tổng quát.



 1

 M n .



 12  22

  11   21 .



 MM n

 M n 1

                

          



y N X

(

,   

 Ma trận phương sai – hiệp phương sai của phần dư trong SUR, W:



(0,

y X 

  

 

hoặc Khi đó, phân phối mẫu của mô hình SUR được viết lại:

3.4.2 Các phương pháp ước lượng mô hình SUR

Để ước lượng mô hình SUR, theo Baltagi (2011, trang 242) chúng ta có thể sử dụng

ước lượng OLS, GLS, FGLS hoặc IFGLS. Tuy nhiên, do phương sai của các phần

a B a B 11 a B a B

được định nghĩa là:

21 .

a B 1 M . .

A B

. .

. a B LM

          .      L 1

          

LxM

(

)

; Hoặc nếu A, B là khả

Tích số Kronecker thoả mãn các tính chất (

A B C D )(

)





AC BD 

1 

đảo thì

(

)

1  A

A B 





dư trong hệ thống SUR không đồng nhất giữa các phương trình nên giá trị ước 11 Tích số Kronecker hay toán tử Kronecker giữa hai ma trận A  [aij], với i = 1 – L; j = 1 – M và B

lượng ˆ của  của ước lượng OLS vẫn là ước lượng tuyến tính, không chệch

nhưng các định đề Gauss – Markov không còn phù hợp [Phụ lục 3].

Ngoài ra, do không khai thác được thông tin về sự tương quan giữa các phần dư,

ước lượng OLS không những không còn tin cậy mà còn là một ước lượng không

hiệu quả. Do vậy, cần thiết phải sử dụng một ước lượng khác có thể khắc phục được

tính không hiệu quả của ước lượng ˆ bằng cách tìm một mô hình tuyến tính tổng

quát (GLS) có tính chất BLUE tương tự mô hình OLS.

 Ước lượng GLS

Để giải quyết vấn đề phương sai của phần dư không đồng nhất giữa các biểu thức

riêng rẽ trong mô hình SUR, cũng như nâng cao tính hiệu quả của mô hình so với

OLS, phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) sử dụng thông tin về cấu

trúc của phương sai – hiệp phương sai của phần dư trong mô hình, cụ thể như sau:



X W X

X W Y

ˆ GLS 



 1



1 

ˆ GLS 



1    

Ước lượng GLS được xác định theo công thức:





 

 

Hoặc



T X X

ˆ | 



2 















Và ước lượng của phương sai phần dư được tính:

TX trong công thức ˆ OLS được thay bằng

TX W  1

Lưu ý:

 Ở đây

ˆ gls 

hay ước lượng GLS sẽ trở thành ước lượng OLS.  Khi  = In thì ˆ

Rõ ràng ước lượng GLS là không thiên lệch, hiệu quả và là một ước lượng hợp lý

tối đa (MLE) [phụ lục 5]

 Ước lượng FGLS, IFGLS

Để tiến hành GLS thì đòi hỏi phải xác định được ma trận , tuy nhiên trong nghiên

cứu thực nghiệm, thông thường chúng ta không biết được các phần tử của ma trận 

mà thay vào đó chúng ta sử dụng ˆ là ước lượng của ma trận . Khi đó, ước lượng



GLS

1 



ˆ X W X

ˆ 1  X W Y

ˆ 



X W X

X W Y

ˆ GLS 





 1



 1

sẽ trở thành và ước lượng

GLS trong trường hợp này được gọi là ước lượng bình phương tổng quát bé nhất

khả thi (FGLS). Phương pháp uớc lượng FGLS còn được biết đến với tên gọi là ước

lượng SUR của Zeller.

Quy trình ước lượng FGLS được thực hiện qua các bước sau:

 Bước 1: Ước lượng từng phương trình riêng rẽ bằng bình phương tối thiểu

thông thường (OLS) và tính lưu lại phần dư (εi).

 Bước 2: Dùng các phần dư ước lượng được ở trên để tính toán các ước lượng

T ˆ ˆ   i j

phương sai và hiệp phương sai của phần dư, ˆij với i, j = 1,2,3,…,n.

ˆ   ij

ii là ước lượng của phương sai sai số cho biểu

ˆ   ii

T ˆ ˆ   i i n

và , với  

ij là ước lượng của hiệp phương sai của sai số cho biểu thức thứ i và

thức thứ i; 

i là vector phần dư của biểu thức thứ i; n là cỡ mẫu.

biểu thức thứ j; 

 Bước 3: Sử dụng các kết quả ước lượng của phương sai và hiệp phương sai đã

tính ở bước 2 để ước lượng ma trận phương sai và hiệp phương sai của sai số

ˆ W     n

cho phương trình tổng quát (W) thông qua công thức: ˆ



FGLS



 X ( W )

 W

1 Y

 



 Bước 4: Khi ma trận ˆW được ước lượng, các tham số được tính toán theo ước

lượng FGLS bởi công thức:

Như vậy, ước lượng FGLS là tiệm cận với ước lượng GLS và cũng là một ước

lượng hợp lý tối đa (MLE). Vì vậy, nó cũng có những tính chất tiệm cận với sự

không thiên chệch, hiệu quả và nhất quán.

Ngoài ra, một ước lượng khác thay thế ước lượng GLS là ước lượng lặp bình

phương bé nhất tổng quát khả thi lặp (IFGLS). Ước lượng IFGLS được sử dụng phổ

biến nhất được gọi là ước lượng lặp SUR của Zellner hay ITSUR (Zellner’s iterated

SUR). Về nguyên tắc, ước lượng IFGLS/ITSUR thực chất là quá trình lặp lại các

bước 2, 3, 4 của ước lượng FGLS đến khi đạt đến quá trình hội tụ. Sự hội tụ đạt

được khi sự thay đổi trong các tham số ước lượng là rất nhỏ (chẳng hạn sự thay đổi

giá trị hàm hợp lí giữa 2 lần lặp kế tiếp nhỏ hơn 10-6). Bộ tham số của lần lặp cuối

cùng chính là tham số của ước lượng ITSUR.

3.4.3 Các bước thực hiện hồi quy

Bước 1: Phân tích thống kê mô tả

Phương pháp này được sử dụng để mô tả những đặc tính cơ bản của dữ liệu thu thập

nhằm có cái nhìn tổng quát về mẫu nghiên cứu. Thông qua mô tả, tóm tắt thống kê

biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu cho biết được tổng số

lượng mẫu, giá trị cao nhất và thấp nhất, giá trị trung bình cũng như độ lệch chuẩn

của từng biến nghiên cứu.

Bước 2: Phân tích tương quan giữa các biến

Phân tích tương quan được sử dụng nhằm xác định mối quan hệ giữa các biến trong

mô hình nghiên cứu, đó là mối quan hệ giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc.

Thông qua phân tích tương quan tác giả sẽ có cái nhìn sơ bộ về mô hình nghiên cứu

như giữa các biến có tồn tại mối tương quan cao hay không, hay nói cách khác có

tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến hay không; tương quan về dấu giữa các biến mà

tác giả đang kỳ vọng.

Bước 3: Kiểm định các khuyết tật của mô hình và sự phù hợp của phương pháp

nghiên cứu

 Kiểm định các khuyết tật của mô hình

Vì mô hình SUR dựa trên nền tảng ước lượng của mô hình OLS nên cần thiết phải

kiểm tra các giả thiết quan trọng của ước lượng OLS, đặc biệt là giả thiết về tính

chất đồng nhất về phương sai và sự tự tương quan của phần dư ở mỗi phương trình

riêng rẽ là hai trong những giả định chính của hồi quy OLS. Theo đó, tính chất phân

phối chuẩn của phần dư có thể được đánh giá trực quan thông qua các đồ thị

histogram của phần dư. Tương tự như vậy, phương sai thay đổi cũng có thể được

phát hiện qua đồ thị phân phối phần dư theo biến giải thích hoặc biến phụ thuộc,

hoặc sử dụng các phương pháp kiểm định thống kê như Breusch – Pagan, kiểm định

White tổng quát hay kiểm định Park. Về vấn đề tự tương quan của phần dư thì có

thể sử dụng các kiểm định như kiểm định Durbin – Watson, kiểm định Breusch –

Godfrey (BG) cũng được dùng khá phổ biến, kiểm định Wooldridge trong dữ liệu

bảng.

Tuy nhiên, tất cả các bước kiểm định trên sẽ không thực sự cần thiết khi sử dụng

ước lượng trong trường hợp dữ liệu bảng. Bởi theo Baltagi (2011, trang 306) thì

thành phần sai số đặc trưng trong dữ liệu bảng luôn bao gồm 2 thành phần i và vit.

 

X  



Cụ thể, theo Baltagi (2011, trang 306) thì một mô hình dữ liệu bảng sẽ có dạng tổng

y it

' it

u it



quát như sau:

u it

v i it

Trong đó,

 i chính là thành phần phần dư không thay đổi theo thời gian, đặc trưng cho

đối tượng (công ty) chẳng hạn như yếu tố văn hóa doanh nghiệp, tinh thần

doanh nhân.

 vit là thành phần sai số ngẫu nhiên còn lại chưa được giải thích bởi mô hình.

 Sự tồn tại của thành phần i chính là cơ sở cho sự khác biệt giữa phương

pháp ước lượng OLS với các phương pháp ước lượng dữ liệu bảng khác như

phương pháp tác động cố định (FE), tác động ngẫu nhiên (RE) cũng như các

phương pháp khác.

 Sự tồn tại của thành phần i là nguyên nhân cơ bản dẫn đến các vấn đề vi

phạm giả định của OLS như phương sai của phần dư thay đổi, tự tương quan

chéo giữa các phần dư…

 Kiểm định sự phù hợp của phương pháp nghiên cứu

Sự hiệu quả của mô hình SUR so với OLS là mô hình SUR cho phép phương sai

phần dư trong hệ thống khác nhau giữa các biểu thức riêng rẽ, cũng như xét đến sự

tương quan đồng thời giữa các phần dư thông qua ma trận phương sai – hiệp

phương sai (W) của phần dư. Theo Baltagi (2011, trang 246) ma trận W chính là

trái tim của việc sử dụng mô hình SUR. Theo đó, cần thiết phải kiểm tra W liệu có

phải là ma trận đường chéo thông qua kiểm kiểm định Breusch – Pagan (1980).

Giả thuyết H0 của kiểm định Breusch - Pagan là W là ma trận đường chéo hay được

hiểu đơn giản là không có sự tương quan đồng thời của phần dư giữa các biểu thức.

Giả thuyết thay thế H1 là W không phải ma trận đường chéo hay có sự tương quan

đồng thời của phần dư giữa các biểu thức.

Theo Baltagi (2011, trang 246) có 2 phương pháp để kiểm tra giả thuyết H0 đó là

phương pháp nhân tử Lagrange (LM) và phương pháp tỷ lệ hợp lý (LR).

 Phương pháp nhân tử Lagrange (LM) dựa trên giá trị tương quan mẫu (rij) của các

M i

1 

LM n

phần dư nhận được từ ước lượng OLS cho các biểu thức riêng rẽ.

2 2 r  ( ij M M

1)/2 

  

1 



r ij

ijs là các độ lệch chuẩn nhận được từ các ước lượng

 s ij   s s jj ii

, với các  Trong đó:

OLS riêng rẽ.

 Phương pháp tỷ lệ hợp lý (LR) dựa trên cấu trúc ma trận phương sai – hiệp

phương sai được ước lượng theo phương pháp hợp lý cực đại (MLE) cho mô hình



log

 W





 LR

2 M M (

1)/2

 



 s ii

giới hạn và không giới hạn.



1 

  

  

ijs nhận được

Ở đây, mô hình không giới hạn dựa trên giá trị phương sai ước lượng, 

từ OLS và mô hình giới hạn dựa trên giá trị ước lượng ˆW nhận được từ SUR. Tất cả

các giá trị kiểm định tính toán của 2 phương pháp được so sánh với giá trị thống kê

Wald chi - bình phương ở bậc tự do là M(M-1)/2. Nếu giá trị tính toán của LM hoặc

LR lớn hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa tương ứng thì chúng ta có thể bác bỏ H0

hay mô hình SUR là phù hợp hơn so với OLS.

Bài nghiên cứu này sử dụng phương pháp LM để kiểm định giả thuyết H0: W là ma

trận đường chéo. Với 2 biểu thức trong đề tài, phương pháp nhân tử Lagrange (LM)





2 LM nr  1

2 12

có phân phối chi – bình phương với 2(2-1)/2 = 1 bậc tự do được tính như sau:

Với:



 n là cở mẫu,

2 r 12

2 ˆ  12 2 2 ˆ ˆ   11 22

, 

12ˆ là bình phương hiệp phương sai mẫu của phần dư hai biểu thức.



11ˆ và

22ˆ là phương sai phần dư của hai biểu thức.



1 tới hạn ở mức ý nghĩa tương ứng thì

Nếu giá trị tính toán của LM lớn hơn giá trị

chúng ta có thể bác bỏ H0 hay mô hình SUR là phù hợp hơn so với OLS.

Bước 4: Lựa chọn mô hình

Trước khi tiến hành lựa chọn mô hình, tác giả thực hiện kiểm định sự phù hợp của

mô hình thông qua giá trị thống kê R2. Giá trị thống kê R2 được sử dụng để đo

lường mức độ phù hợp của mô hình trong mô hình hồi quy OLS cổ điển không còn

thích hợp trong mô hình hồi quy SUR. Rất nhiều các chương trình thống kê báo cáo

một kết quả R2 cho mỗi biểu thức riêng rẽ trong mô hình SUR, nhưng những giá trị

R2 này có rất ít ý nghĩa. Nó không đo lường tỷ lệ thay đổi trong biến phụ thuộc

được giải thích bởi sự thay đổi của các biến giải thích trong mỗi biểu thức riêng rẽ,

và nó có thể nhận các giá trị nhỏ hơn 0 hoặc lớn hơn 1. Trong trường hợp mô hình

zR tổng quát như sau:

1 

T ˆ 



1  

1  

2 R z

1 



 ˆ ˆ W    T Y WY

 

 ˆ   A Y



SUR, McElroy (1977, trang 384) đề xuất giá trị thống kê

F z

2 R nM K  z R K M  

2 z

Giá trị thống kê F khi đó sẽ được tính:

Trong đó:

 ˆ là vector giá trị ước lượng của các phần dư

S W

 Y là vector của các biến phụ thuộc

là ma trận phương sai - hiệp phương sai ước lượng của phần dư 

  k

1 

 K là tổng số biến giải thích của mô hình,

zR là một số duy nhất để đo lường mức độ phù hợp cho biểu thức

Giá trị thống kê

tổng quát. Vì vậy, nó đánh giá khả năng giải thích của toàn bộ hệ thống các biểu

thức riêng rẽ cũng như so sánh độ phù hợp giữa các mô hình tổng quát tương tự như

zR ≈ 1 thì các vector của phần dư

R2 trong mô hình OLS. Nếu mô hình là phù hợp

sẽ được gần bằng không, ngược lại nếu mô hình không có khả năng giải thích hay

zR ≈ 0.

U ≈ Y thì

zR theo các bước như sau:

Thornton đề xuất quá trình tính toán giá trị



 Xây dựng một ma trận nxM, kí hiệu là Y, bao gồm các quan sát của biến phụ

 Y Y 2, 1



Y ,..., M nxM

. thuộc cho M – biểu thức:

mean

,....,

 Xây dựng một ma trận nxM, Ymean, bao gồm giá trị trung bình mẫu của các biến

mean Y 2

mean Y M

mean  Y   1

 

nxM

. phụ thuộc cho M – biểu thức:

dev

mean

Y Y

 

 Xây dựng một ma trận nxM, kí hiệu Ydev, bao gồm giá trị độ lệch trung bình

mẫu của các biến phụ thuộc cho M – biểu thức:

dev

 Y  

 

 Xây dựng một ma trận MxM, S, bao gồm tích độ lệch trung bình như sau:

 Ước lượng biểu thức tổng quát sử dụng một ước lượng cho kết quả hợp lý tối đa

(chẳng hạn, ước lượng SUR, ISUR hoặc MLE trực tiếp). Nhận lấy ma trận phần

dư S từ ước lượng này.

1  

zR theo biểu thức bên dưới:

2 z

 Tính toán giá trị thống kê

Trong đó, S là định thức của ma trận phần dư, và A là định thức của ma trận độ

zR đo lường tỷ lệ thay đổi trong vector của các quan sát trong biến phụ thuộc của

lệch trung bình.

biểu thức tổng quát, đó là phần được giải thích bởi sự thay đổi của các biến giải

thích trong biểu thức tổng quát.

Bước 5: Kết quả ước lượng

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích hồi quy dữ liệu bảng theo phương

pháp ước lượng SUR. Các kết quả ước lượng góp phần trả lời cho các câu hỏi

nghiên cứu của đề tài.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Phân tích thống kê mô tả

Thống kê mô tả được sử dụng để trình bày tóm tắt về các biến trong mẫu dữ liệu

nhằm đánh giá tổng quan về dữ liệu trước khi tiến hành phân tích định lượng. Tham

số của các biến thường được quan tâm gồm giá trị trung bình mẫu, độ lệch chuẩn,

giá trị cao nhất, thấp nhất, sự thay đổi phương sai giữa các nhóm hoặc theo thời

gian của các đối tượng. Bộ mẫu sử dụng trong đề tài gồm 212 công ty phi tài chính

được niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HSX) và sở

giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2015.

Nhìn vào kết quả thống kê mô tả ở bảng 4.1, tác giả rút ra một số nhận định sau:

Tính kém minh bạch thông tin (TD) được tính từ trung bình các phần dư của các

phương trình hồi quy. Biến này có một giá trị trung bình lớn tương đối so với tổng

tài sản (TA) cũng như doanh thu (SALES). Ngoài ra, hệ số tin cậy12 của biến TD

bằng 0.66 cho thấy sự thay đổi của việc minh bạch thông tin phần lớn đến từ đặc

điểm riêng của mỗi công ty hơn là sự thay đổi theo thời gian trong mỗi công ty.

Quy mô HĐQT (BOARD) có số thành viên trung bình là 6 thành viên, giá trị này ở

mỗi công ty sẽ dao động trong khoảng khá rộng từ 01 thành viên đến 11 thành viên.

Các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu hay tính kém thanh khoản

 Khối lượng cổ phiếu giao dịch (VOL) bình quân trong năm của các công ty niêm

yết trong mẫu vào khoảng 106,107 cổ phiếu. Tương tự như tổng tài sản, độ lệch

chuẩn của khối lượng cổ phiếu giao dịch xoay quanh giá trị trung bình chủ yếu do

sự khác nhau giữa các công ty với hệ số tin cậy là 0.647. Những công ty có HĐQT

hiệu quả thường công bố thông tin thường xuyên hơn và chính xác hơn (Ajinkya và

12 Hệ số tin cậy được xác định bằng

với





between là phương sai giữa các nhóm

2  between 2   within

2  between

(công ty) và

within trong mỗi công ty.

cộng sự, 2005), do đó những công ty này thường nhận được sự quan tâm cũng như

tin cậy của nhà đầu tư nhiều hơn dẫn đến kết quả khối lượng giao dịch lớn hơn so

với những công ty ít công bố thông tin hoặc thông tin được công bố thiếu chính xác.

 Tỷ số kém thanh khoản (ILQ) có giá trị dao động từ -0.029 đến 0.946 với giá trị

trung bình là 0.008. Hệ số tin cậy của ILQ bằng 0.221 có ý nghĩa sự thay đổi về tỷ

số kém thanh khoản chủ yếu do sự thay đổi theo thời gian của mỗi công ty hơn là do

sự khác nhau về đặc điểm riêng của mỗi công ty. Tỷ số này càng cao chứng tỏ tính

thanh khoản của cổ phiếu càng giảm.

 Tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (PZR) (một cách đo lường cho tính kém thanh

khoản) có giá trị trung bình là 0.579. Kết quả cũng cho thấy có một sự biến động về

tỷ số này giữa các công ty, một số công ty dường như rất thanh khoản khi mức kém

thanh khoản thấp nhất trong mẫu nghiên cứu là 3.2% số ngày không có biến động

giá, ngược lại, một số công ty khác lại rất kém thanh khoản khi mức kém thanh

khoản cao nhất trong mẫu nghiên cứu là 94.87% số ngày không có biến động giá.

Giá trị doanh nghiệp (Q) được sử dụng phổ biến trong đo lường sự khác biệt trong

giá trị thị trường của các công ty, không riêng gì các doanh nghiệp Việt Nam.

Tobin’s Q được đo lường bằng cách lấy giá trị thị trường của tài sản chia cho giá trị

sổ sách của tài sản. Giá trị Tobin’s Q cao hơn tương ứng với mức độ tăng giá khi

tham gia thị trường. Tuy nhiên, Tobin’s Q quá cao cũng có thể liên quan tới việc

đầu cơ quá mức và tiềm ẩn cho một “bong bóng”. Kết quả trình bày trong bảng 4.1

trên cho thấy các công ty Việt Nam trong mẫu nghiên cứu có giá trị Tobin’s Q tối

đa khá cao 5.83 và giá trị tối thiểu là 0.11. Giá trị trung bình của Tobin’s Q bằng

1.01 cho biết giá trị thị trường của tài sản cao gấp 1.01 lần so với giá trị sổ sách của

tài sản. Kết quả này thấp hơn so với kết quả của Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012)

với giá trị trung bình của Tobin’s Q là 1.98. Do bắt nguồn từ việc thị trường chứng

khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu đang trên đà phục hồi sau khủng hoảng

nên giá trị Tobin’s Q không còn khá cao, và ở đây có một sự không đồng đều trong

giá trị công ty của các công ty trong mẫu nghiên cứu.

Tổng tài sản (TA) trung bình của các công ty niêm yết trong mẫu dữ liệu thu thập là

1.7 nghìn tỷ đồng với giá trị dao động trong khoảng 10 tỷ đến 49.2 nghìn tỷ đồng.

Ngoài ra, hệ số tin cậy của tổng tài sản là 0.91 cho thấy sự dao động của tổng tài sản

quanh giá trị trung bình chủ yếu do sự khác nhau giữa các công ty hơn là sự thay

đổi theo thời gian của tổng tài sản ở mỗi công ty.

Đòn bẩy tài chính (LEV) có giá trị trung bình là 1.63, độ lệch chuẩn là 3.54. So với

kết quả của Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) là 0.665 tương ứng với tỷ lệ nợ trung

bình của các công ty Nga trong mẫu nghiên cứu vào khoảng 40% thì tỷ lệ nợ trung

bình của các công ty Việt Nam trong mẫu nghiên cứu là khá lớn vào khoảng 62% .

Đồng thời, mức độ chênh lệch trong việc sử dụng đòn bẩy tài chính giữa các doanh

nghiệp Việt Nam là rất lớn, từ mức nhỏ nhất là 0.006 tương ứng với tỷ lệ nợ trong

cấu trúc vốn là 0.6% đến mức cao nhất là 121.14 tương ứng với tỷ lệ nợ trong cấu

trúc vốn là 99%. Mức độ chênh lệch này bắt nguồn từ chiến lược sử dụng đòn bẩy

của mỗi các doanh nghiệp cũng như khả năng tiếp cận nguồn vốn của họ. Tại Việt

Nam, hầu như các doanh nghiệp có quy mô vừa và nhỏ, thậm chí siêu nhỏ là những

doanh nghiệp có tiềm lực kinh tế yếu, khả năng tiếp cận với các kênh huy động vốn

khác đều khó khăn. Do đó nguồn vốn chính phục vụ cho hoạt động sản xuất – kinh

doanh của các doanh nghiệp này chủ yếu dựa vào nguồn vốn vay của các ngân hàng

thương mại, dẫn đến tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu luôn ở mức cao. Ngược lại, các

doanh nghiệp có quy mô lớn, tiềm lực tài chính mạnh thì ngoài kênh huy động vốn

truyền thống qua các ngân hàng thương mại họ còn có thể huy động vốn thông qua

kênh thị trường chứng khoán. Đối với các doanh nghiệp này, họ sẽ duy trì một tỷ lệ

nợ trên vốn chủ sở hữu thấp hơn.

Doanh thu (SALES) trung bình của các công ty trong mẫu vào khoảng 1.52 nghìn tỷ

đồng và dao động trong khoảng giá trị rất rộng từ 0.051 tỷ đến 40.2 nghìn tỷ đồng.

Kết quả này cho thấy có sự phân tán mạnh về doanh thu cũng như quy mô của các

công ty trong mẫu dữ liệu thu thập. Hệ số tin cậy của chỉ tiêu doanh thu bằng 0.906

cho thấy sự dao động của doanh thu chủ yếu đến từ đặc thù kinh doanh của các

công ty hơn là sự tăng trưởng theo thời gian của mỗi công ty.

Tỷ suất sinh lợi tích lũy (CRET) cho giai đoạn 6 tháng trung bình của các công ty

trong mẫu nghiên cứu là -6.71% cho thấy ứng với giai đoạn mẫu thì chứng khoán

Việt Nam không có khả năng sinh lời trong ngắn hạn. Trong bài nghiên cứu của

Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) thực hiện với các công ty tại Nga thì tỷ suất sinh

lợi tích lũy này rất lớn là 120%.

Nhìn chung, các chỉ tiêu như tổng tài sản (TA), doanh thu (SALES) và khối lượng

cổ phiếu giao dịch trong năm (VOL) của các công ty niêm yết trong mẫu dao động

khá mạnh giữa các công ty cũng như ở các thời điểm. Do vậy, cần thiết phải biến

đổi dạng hàm thành dạng logarit của biến để đảm bảo tính chất phân phối chuẩn của

biến trong mô hình phân tích.

Variable | Mean Std. Dev. Min Max | Observations -----------------+--------------------------------------------+---------------- TD overall | 1.60e+11 3.74e+11 2.98e+09 5.23e+12 | N = 1481 between | 3.05e+11 2.23e+10 3.14e+12 | n = 212 within | 2.17e+11 -1.99e+12 2.39e+12 | T-bar = 6.98585 | | BOARD overall | 5.613881 1.254998 1 11 | N = 1484 between | 1.075822 3.857143 10.42857 | n = 212 within | .6498538 1.042453 9.613881 | T = 7 | | VOL overall | 106106.7 273138 49.74242 4725824 | N = 1484 between | 220007.2 964.4637 1654113 | n = 212 within | 162471.7 -1265041 3177818 | T = 7 | | ILQ overall | .0081522 .0533747 -.028952 .9458861 | N = 1484 between | .0252505 -.0018834 .1981517 | n = 212 within | .0470516 -.1899952 .8081534 | T = 7 | | PZR overall | .3664441 .2042831 .032 .948718 | N = 1484 between | .1262544 .111468 .7691078 | n = 212 within | .1607976 -.0969271 .8452676 | T = 7 | | Q overall | 1.013572 .451762 .1144345 5.829567 | N = 1484 between | .3635421 .4822916 3.899556 | n = 212 within | .2691854 -.4072931 2.968037 | T = 7 | | TA overall | 1.70e+12 4.09e+12 1.00e+10 4.92e+13 | N = 1484 between | 3.91e+12 1.86e+10 2.91e+13 | n = 212 within | 1.23e+12 -1.52e+13 2.19e+13 | T = 7 | | LEV overall | 1.633612 3.535745 .0056305 121.1373 | N = 1484 between | 2.026592 .0283555 21.58257 | n = 212 within | 2.900178 -15.96451 101.1884 | T = 7 | | Sales overall | 1.52e+12 3.70e+12 5.13e+07 4.02e+13 | N = 1484 between | 3.53e+12 6.34e+09 2.67e+13 | n = 212 within | 1.14e+12 -1.39e+13 1.55e+13 | T = 7 | | CRET overall | -.067104 .3152517 -.8767687 2.855128 | N = 1481 between | .0876957 -.3030371 .2258789 | n = 212 within | .3028494 -.9895019 2.562145 | T-bar = 6.98585

Bảng 4.1. Bảng thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

4.2 Phân tích tương quan

lnTD

lnVOL

ILQ

PZR

lnTA

LEV

lnSALES CRET

lnTD

lnVOL

0.447*

ILQ

-0.087* -0.162*

PZR

-0.151* -0.349*

0.015

0.098*

0.021

0.126*

0.055

lnTA

0.710*

0.556* -0.134* -0.286*

0.135*

LEV

0.065

-0.032

-0.022

-0.009

-0.035

0.110*

lnSALES

0.605*

0.375* -0.096* -0.252*

0.196*

0.829*

0.076

-0.020 -0.132*

-0.030

0.101*

0.148*

-0.001

0.009

0.035

CRET Ghi chú: * ứng với các mức ý nghĩa thống kê 5%

Bảng 4.2. Ma trận hệ số tương quan từng cặp giữa các biến nghiên cứu

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

Bảng 4.2 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến sử dụng trong mô

hình. Kết quả cho thấy biến kém minh bạch thông tin (lnTD) có tương quan dương

với biến đại diện cho tính thanh khoản của cổ phiếu đo lường bằng khối lượng cổ

phiếu giao dịch (lnVOL) và ngược lại, tồn tại mối tương quan âm giữa biến kém

minh bạch thông tin (lnTD) với các biến đại diện cho tính kém thanh khoản của cổ

phiếu được đo lường bằng tỷ số kém thanh khoản (ILQ) hoặc tỷ lệ ngày không có tỷ

suất sinh lợi (PZR). Do biến quản trị công ty được đo lường bằng tính kém minh

bạch thông tin nên kết quả này chưa thật sự đúng như dấu kỳ vọng của tác giả khi

xem xét mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty.

Kết quả cũng cho thấy tồn tại mối tương quan dương giữa biến kém minh bạch

thông tin (lnTD) và biến giá trị doanh nghiệp (Q), kết quả này cũng chưa đúng như

dấu kỳ vọng của tác giả khi xem xét mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị

doanh nghiệp.

Tiếp theo, hệ số tương quan của các biến tổng tài sản (lnTA), doanh thu (lnSALES),

tỷ suất sinh lợi tích lũy (CRET) mang dấu dương với biến giá trị doanh nghiệp (Q)

và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này có nghĩa là các công ty có quy mô càng

lớn cũng như tỷ suất sinh lợi tích lũy càng cao sẽ mang lại giá trị doanh nghiệp cao

hơn.

Tuy nhiên, tất cả các giá trị tương quan trên đều là kết quả tương quan từng cặp

giữa các biến và chưa xét đến sự tương tác giữa các biến độc lập trong mỗi phương

trình, cũng như không xét đến sự tác động đồng thời giữa các phương trình. Do đó,

phần trình bày kết quả ước lượng của mô hình sẽ cho kết quả chính xác hơn.

4.3 Kiểm định sự phù hợp của phương pháp nghiên cứu

Bảng 4.3 Kết quả kiểm định về tính độc lập của các phần dư trong mỗi hệ

phương trình

(1;0.05)

Kết luận Mô hình

Breusch-Pagan test 0.0232 0.0039 Bác bỏ H0 Mô hình 1

0.0367 0.0039 Bác bỏ H0 Mô hình 2

0.0623 0.0039 Bác bỏ H0 Mô hình 3

Ghi chú: * ứng với các mức ý nghĩa thống kê 1%

(Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

Kết quả kiểm định Breusch – Pagan về tính độc lập của các phần dư trong mỗi hệ

phương trình ở bảng 4.3 cho thấy có sự tương quan cao giữa 2 phần dư của mỗi

phương trình riêng rẽ. Cụ thể, giá trị LM trong kiểm định Breusch – Pagan trong mô

hình 1, 2 và 3 lần lượt là 0.0232; 0.0367 và 0.0623 (đều lớn hơn giá trị tới hạn ở

mức ý nghĩa 5%). Điều đó cho thấy mô hình được ước lượng theo phương pháp

SUR là phù hợp hơn so với OLS.

Bảng 4.4 Kết quả hệ số tương quan giữa hai phần dư

Hệ số tương quan giữa hai phần dư Mô hình

Mô hình 1 0.8365*

Mô hình 2 0.8066*

Mô hình 3 0.7916*

Ghi chú: * tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%

(Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

Ngoài ra, kết quả kiểm định hệ số tương quan giữa các phần dư trong mỗi hệ thống

ở bảng 4.4 cũng cho thấy có sự tương quan cao giữa 2 phần dư của mỗi phương

trình riêng rẽ. Cụ thể, giá trị tương quan giữa 2 phần dư trong mô hình với biến đại

diện lnVOL, ILQ và PZR lần lượt là 0.84, 0.81 và 0.79 (đều có ý nghĩa thống kê

1%). Điều này một lần nữa khẳng định mô hình được ước lượng theo phương pháp

SUR là phù hợp hơn so với OLS.

4.4 Lựa chọn mô hình

Một trong những mục tiêu quan trọng của đề tài là nghiên cứu về mối quan hệ giữa

tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu sử

dụng 2 phương pháp đo lường quản trị công ty, đó là đo lường thông qua tính kém

minh bạch thông tin (TD) và đo lường thông qua số lượng thành viên trong HĐQT

của mỗi công ty (BOARD). Mỗi phương pháp lần lượt xây dựng 3 mô hình ứng với

3 biến đại diện cho tính thanh khoản của cổ phiếu là khối lượng cổ phiếu giao dịch

(VOL), tỷ số kém thanh khoản (ILQ) và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (PZR).

Vì vậy, bước đầu tiên trong lựa chọn mô hình là đánh giá tính hiệu quả của 2 nhóm

phương pháp đo lường quản trị công ty.

Bảng 4.5 Tổng hợp kết quả ước lượng mô hình theo 2 phương pháp đo lường

quản trị công ty

Tiêu chí

Phương pháp đo lường quản trị theo TD

Phương pháp đo lường quản trị theo BOARD

lựa chọn

lnVOL

ILQ

PZR

lnVOL

ILQ

PZR

(1481, 6)

N, df

(1481, 6)

0.36

0.11

0.12

236.98

235.37

238.58

54.65

54.58

55.56

Chisq

566.95

563.83

570.04

154.72

154.55

157.15

0.00

Giá trị p

0.00

(Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

4.4.1 Lựa chọn phương pháp đo lường quản trị công ty

zR theo đề xuất của McElroy (1977) cho thấy mô hình được

Tác giả sử dụng chỉ số

xây dựng theo phương pháp đo lường tính kém minh bạch thông tin (TD) và

phương pháp đo lường dựa trên số thành viên HĐQT (BOARD) đều đảm bảo độ

phù hợp của mô hình với các giá trị thống kê F hoặc Chi bình phương hiệu chỉnh

đều khá lớn và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều đó cho thấy cả 2 cách tiếp cận

đo lường quản trị công ty đều phù hợp trong điều kiện dữ liệu chứng khoán Việt

Nam. Tuy nhiên, ở mô hình đo lường quản trị theo tính kém minh bạch thông tin có

khả năng giải thích (hiệu quả) cao hơn so với phương pháp đo lường dựa trên số

thành viên HĐQT. Cụ thể, kết quả ở bảng 4.5 cho thấy ở mô hình đo lường theo TD

đều có khả năng giải thích trung bình khoảng 36% sự biến thiên của các biến phụ

thuộc trong mô hình. Ở chiều hướng ngược lại, mô hình đo lường theo BOARD chỉ

giải thích được khoảng 11% sự thay đổi của các mối quan hệ được xét. Hiệu quả

giải thích của mô hình theo cách tiếp cận dựa trên số thành viên HĐQT chỉ bằng 1/3

so với khả năng giải thích của mô hình tương ứng dựa theo phương pháp đo lường

tính kém minh bạch thông tin. Do vậy, đề tài sẽ sử dụng phương pháp đo lường theo

TD để giải thích các mối quan hệ đồng thời giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị

công ty và giá trị doanh nghiệp.

4.4.2 Lựa chọn phương pháp đo lường tính thanh khoản cổ phiếu

Sau khi đã lựa chọn cách đo lường quản trị công ty dựa trên tính kém minh bạch

thông tin (TD), bước tiếp theo là xác định biến đại diện tính thanh khoản phù hợp

nhất cho phương trình mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công

ty. Kế thừa nghiên cứu của Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) nên tác giả sử dụng 3

biến đại diện cho tính thanh khoản cổ phiếu là lnVOL, ILQ và PZR. Cơ sở để lựa

zR theo đề xuất

chọn biến đại diện tính thanh khoản dựa trên so sánh độ phù hợp 2

của McElroy (1977), cộng với kiểm tra sự phù hợp của ước lượng SUR và so sánh

dấu kỳ vọng của mỗi phương trình. Kết quả ở bảng 4.5 cho thấy cả 3 mô hình ứng

với mỗi biến đại diện lnVOL, ILQ, PZR đều có khả năng giải thích cao trên 36%.

Bảng 4.6 Bảng tổng hợp kết quả hồi quy 3 mô hình

Biến

Phương pháp đo lường quản trị theo TD

Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty

lnVOL

ILQ

PZR

-0.0428***

0.686*

0.0621***

LIQ

(0.00618)

(0.274)

(0.00809)

0.644***

0.622***

0.626***

lnTA

(0.00776)

(0.00695)

(0.00692)

-0.0251***

-0.0225***

-0.0229***

LEV

(0.00498)

(0.00504)

(0.00500)

Mối quan hệ giữa quả quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

-0.379***

-0.371***

lnTD

(0.0124)

(0.0126)

0.0897***

0.0831***

0.0808***

lnSALES

(0.0115)

(0.0116)

0.177***

0.184***

0.180***

CRET

(0.0377)

(0.0381)

Ghi chú:

*,**,*** tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, và 1%

Các giá trị trong ngoặc đơn () cho biết sai số chuẩn của hệ số ước lượng

(Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Stata 14.0)

Xét về chiều hướng tác động của các biến giải thích lên 2 biến phụ thuộc ở hệ 2

phương trình, kết quả ở bảng 4.6 cho thấy cả 3 mô hình ứng với 3 biến đại diện đều

có dấu kỳ vọng trùng nhau về mối quan hệ giữa quản trị công ty với giá trị doanh

nghiệp, cũng như có dấu kỳ vọng phù hợp về mặt ý nghĩa giữa tính thanh khoản cổ

phiếu với quản trị công ty. Theo đó, khối lượng cổ phiếu giao dịch (lnVOL) càng

lớn thì càng làm giảm mức độ kém minh bạch thông tin. Tương tự như vậy, tỷ số

kém thanh khoản (ILQ) và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi (PZR) càng cao thì

càng làm giảm mức độ kém minh bạch thông tin. Điều này chứng tỏ cả 3 mô hình

với 3 biến đại diện cho tính thanh khoản cổ phiếu đều cho kết quả ước lượng phù

hợp và đảm bảo sự tin cậy thống nhất trong kết quả qua các mô hình. Tuy nhiên, xét

về mức độ hiệu quả của mỗi mô hình thì mô hình với biến đại diện lnVOL có sai số

chuẩn của hệ số ước lượng là nhỏ nhất và từ đó là phương sai ước lượng của mỗi hệ

số cũng nhỏ nhất. Cụ thể, sai số hệ số ước lượng của các biến lnTD, lnSALES và

CRET ở phương trình mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp ở

mô hình ứng với lnVOL có sai số nhỏ nhất lần lượt là 0.0124, 0.0115 và 0.0377.

Ngoài ra, sự lựa chọn lnVOL làm đại diện cho tính thanh khoản cũng bởi biến này

được tính trực tiếp từ dữ liệu giao dịch sẵn có trên thị trường, dễ dàng trích xuất các

phần mềm giao dịch chứng khoán như MegaStock, Amibroker... Vì vậy, để thuận

tiện và đơn giản hóa trong vấn đề phân tích mà không làm mất tính tổng quát của

vấn đề nghiên cứu, đề tài sử dụng mô hình với biến lnVOL đại diện cho tính thanh

khoản trong mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản

trị công ty và giá trị doanh nghiệp.

Sau cùng với kết quả ước lượng SUR cho mô hình về mối quan hệ giữa tính thanh

khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp được thể hiện dưới dạng

tường minh như sau:

-0.0428*lnVOLit (0.00618) + 0.644*lnTAit (0.00776) - 0.0251*LEV + u1it (0.00498)

-0.379*lnTDit

+ 0.0897*lnSALESit + 0.177*CRET + u2it (0.0377)

-0.047*LEV + u1it (0.00498)

13 Hê số β* chuẩn hóa có kỳ vọng bằng 0 và phương sai bằng 1, được tính từ các hệ số β thông

thường như sau:

với SX, SY là độ lệch chuẩn của biến giải thích và biến phụ thuộc

 

S S

Y trong phương trình hồi quy.

lnTDit = Sai số chuẩn Qit = Sai số chuẩn (0.0115) (0.0124) Hoặc viết lại dưới dạng hệ số chuẩn hóa13 như sau: lnTDit = Sai số chuẩn Qit = Sai số chuẩn -0.077*lnVOLit (0.00618) -0.901*lnTDit (0.0124) + 0.950*lnTAit (0.00776) + 0.321*lnSALESit + 0.117*CRET + u2it (0.0115) (0.0377)

Trong đó các u1it, u2it lần lượt là các sai số chung của phương trình lnTD và Q, trong

đó mỗi sai số đều bao gồm các yếu tố không thay đổi theo thời gian và đặc trưng

cho từng công ty.

4.5 Phân tích các kết quả nghiên cứu

4.5.1 Kết quả về mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty

Dựa vào kết quả trình bày ở bảng 4.6, hệ số ước lượng của biến thanh khoản

(lnVOL) có giá trị âm 0.0428 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này có nghĩa

là giả định các yếu tố khác không đổi, cứ 10% gia tăng của khối lượng cổ phiếu

giao dịch thì tính kém minh bạch thông tin của công ty giảm được 0.428% hay nói

cách khác quản trị công ty được cải thiện 0.428%.

Vai trò của 2 biến kiểm soát tổng tài sản (lnTA) và đòn bẩy tài chính (LEV) trong

phương trình góp phần nâng cao tính giải thích của mô hình, đồng thời giải quyết

các vấn đề thiên chệch do bỏ sót biến hoặc biến nội sinh trong mô hình. Kết quả

ước lượng phương trình về mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị

công ty với việc bổ sung 2 biến kiểm soát cho thấy cả hai biến lnTA, LEV đều tác

động có ý nghĩa thống kê 1% lên lnTD. Theo đó, việc gia tăng sử dụng đòn bẩy tài

chính sẽ có tác động tích cực đến cải thiện tính minh bạch hay nâng cao hiệu quả

quản trị của công ty. Cụ thể, cứ mỗi 10% gia tăng trong đòn bẩy tài chính sẽ làm

giảm 0.251% tính kém minh bạch thông tin hay nói cách khác là cải thiện được

0.251% tính minh bạch của công ty.

Hơn nữa, một phát hiện quan trọng trong kết quả ước lượng của lnTD theo lnTA, đó

là mối tương quan dương khá lớn giữa quy mô tổng tài sản và tính kém minh bạch

thông tin. Giả sử, tất cả các yếu tố còn lại được giữ không đổi thì việc mở rộng quy

mô hay gia tăng tổng tài sản sẽ làm tăng tính kém minh bạch thông tin của công ty.

Thị trường chứng khoán Việt Nam nói riêng và nền kinh tế Việt Nam nói chung

trong thời gian gần đây đã kiểm chứng vấn đề này ở các tập đoàn lớn khi vấn nạn

tham nhũng, chiếm đoạt tài sản lần lượt được đưa ra ánh sáng. Điều này có thể do

các công ty sử dụng không hiệu quả các tài nguyên, lỏng lẽo trong quản lý dẫn đến

vấn đề “rủi ro đạo đức” gia tăng cùng với quy mô tài sản. Vấn đề này có thể bắt gặp

ở các thị trường chứng khoán mới nổi khi thông tin trên thị trường là không hoàn

hảo, hoặc tồn tại các giao dịch “tay trong” trên thị trường.

Để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến giải thích lên tính kém minh bạch

thông tin thì cần thiết phải quy các thang đo khác nhau về cùng một thứ nguyên

bằng cách sử dụng các hệ số chuẩn hóa. Theo đó, quy mô tổng tài sản (lnTA) là yếu

tố tác động mạnh nhất lên tính kém minh bạch thông tin của công ty. Kế đến là yếu

tố thanh khoản của cổ phiếu giao dịch và cuối cùng là đòn bẩy tài chính. Hệ số

chuẩn hóa của các biến lnTA, lnVOL, và LEV trong phương trình ước lượng lần

lượt là 0.950, -0.077, -0.047 [phụ lục 19].

Tóm lại, kết quả của bài nghiên cứu đã trưng ra bằng chứng cho thấy tồn tại mối

tương quan dương giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty. Nghĩa là sự

gia tăng trong tính thanh khoản cổ phiếu có ảnh hưởng tích cực và góp phần nâng

cao quản trị công ty. Điều này hỗ trợ cho lập luận nghiên cứu của Holmstrom và

Tirole (1993), Maug (1998) cũng như nghiên cứu thực nghiệm của Lang và cộng sự

(2012), Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012), Abdobi và cộng sự (2015).

4.5.2 Kết quả về mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

Tác giả xem xét hệ số ước lượng của biến lnTD mang dấu âm 0.379 có ý nghĩa

thống kê ở mức 1% trong phương trình Q, nghĩa là cứ mỗi nỗ lực làm giảm 1% tính

kém minh bạch thông tin hay quản trị công ty được cải thiện thêm 1% thì giá trị

doanh nghiệp sẽ được gia tăng thêm 0.379% trong điều kiện các yếu tố khác không

đổi.

Ngoài ra, các biến kiểm soát khác của mô hình như lnSALES và CRET đều có tác

động tích cực đến giá trị doanh nghiệp. Trong điều kiện các yếu tố khác được giữ

nguyên thì việc gia tăng thêm 1% trong doanh thu hoặc 1% trong tỷ suất sinh lợi

tích lũy sẽ làm tăng tương ứng 0.0897% và 0.177% giá trị doanh nghiệp được đại

diện bởi chỉ số Q.

Trong 3 biến giải thích có tác động đến giá trị doanh nghiệp được xét trong mô hình

thì biến quản trị công ty được đo lường bởi tính kém minh bạch thông tin (lnTD) là

có tác động mạnh nhất lên Q với giá trị hệ số ước lượng chuẩn hóa bằng 0.901 cao

hơn rất nhiều so với các hệ số chuẩn hóa của lnSALES và CRET. Điều đó cho thấy,

để nâng cao giá trị doanh nghiệp thì cần thiết phải tập trung nguồn lực cải thiện tính

minh bạch trong quản trị để từ đó nâng cao hiệu quả quản trị của công ty.

Trong nhiều nghiên cứu trước đó, mối quan hệ tích cực giữa quản trị công ty và giá

trị doanh nghiệp luôn đạt được sự đồng thuận. Các tác giả như Gompers (2003),

Klapper và Love (2004), Durnev và Kim (2005), Aggarwal và cộng sự (2008),

Ammann và cộng sự (2011), Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012) cũng như kết quả

nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam đã củng cố thêm cho lập luận quản trị công ty

càng hiệu quả góp phần nâng cao giá trị doanh nghiệp.

4.5.3 Kết quả về mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và

giá trị doanh nghiệp

Khi kết hợp kết quả ước lượng của phương trình CG và Q lại, kết quả nghiên cứu

cho thấy rằng cứ 10% tăng lên trong khối lượng cổ phiếu giao dịch thì tính kém

minh bạch thông tin được cải thiện 0.428% và mức gia tăng này của quản trị công

ty làm cho giá trị doanh nghiệp tăng lên 3.79%. Điều này mang hàm ý việc gia tăng

thanh khoản có thể cải thiện được tính minh bạch trong công ty, đến lượt mình,

quản trị công ty được cải thiện sẽ làm gia tăng giá trị doanh nghiệp. Kết quả của tác

giả là khá vững khi tính thanh khoản của cổ phiếu dù được tiếp cận qua nhiều cách

đo lường khác nhau như tỷ số kém thanh khoản (ILQ) và tỷ lệ ngày không có tỷ

suất sinh lợi tích lũy (PZR) nhưng dấu của các hệ số ước lượng vẫn không thay đổi

và đúng như kỳ vọng của giả thuyết H3. Như vậy, cứ mỗi sự tăng lên trong tính

thanh khoản (hoặc giảm xuống của tính kém thanh khoản) có tác động tích cực tới

quản trị công ty và điều này có ảnh hưởng tích cực tới giá trị doanh nghiệp (đo

lường bằng Q). Kết quả của tác giả thống nhất với các nghiên cứu thực nghiệm của

Lang và cộng sự (2012), Wei-Xuan-Li và cộng sự (2012), Abdobi và cộng sự

(2015).

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN

5.1 Kết luận

Dựa trên đặc điểm môi trường kinh doanh tại Nga, nghiên cứu của Wei-Xuan-Li và

cộng sự (2012) đã chứng tỏ rằng sự cải thiện nhỏ trong quản trị công ty sẽ mang lại

những lợi ích cao hơn. Xuất phát từ nét tương đồng về môi trường kinh doanh, bài

nghiên cứu này tập trung vào vai trò của thanh khoản tới quản trị công ty, và vai trò

của quản trị công ty tới giá trị doanh nghiệp của các công ty niêm yết trên thị trường

chứng khoán Việt Nam. Bộ dữ liệu được sử dụng trong đề tài bao gồm 212 công ty

đã niêm yết trên hai sở giao dịch chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 07 năm

(2009 – 2015). Đề tài thực hiện dựa trên 2 cách tiếp cận khác nhau để đo lường

quản trị công ty, đó là phương pháp đo lường tính kém minh bạch thông tin thông

qua phần dư và phương pháp dựa trên số lượng thành viên HĐQT. Trong mỗi cách

tiếp cận, đề tài tiếp tục xây dựng 3 mô hình khác nhau ứng với ba cách đo lường

tính thanh khoản cổ phiếu như khối lượng cổ phiếu giao dịch, tỷ số kém thanh

khoản và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi. Nội dung của nghiên cứu nhằm làm

rõ ba vấn đề: (1) Việc gia tăng thanh khoản của cổ phiếu giao dịch có nâng cao chất

lượng quản trị công ty, (2) Quản trị công ty tốt hơn có mang lại giá trị doanh nghiệp

cao hơn và (3) Xu hướng về mối quan hệ giữa tính thanh khoản của cổ phiếu, quản

trị công ty và giá trị doanh nghiệp có theo xu hướng tính thanh khoản của cổ phiếu

gia tăng góp phần làm cho quản trị công ty hiệu quả và từ đó làm gia tăng giá trị

doanh nghiệp hay không?

Kết quả nghiên cứu của đề tài lần lượt trả lời cho các câu hỏi đặt ra như sau:

Xác định mô hình đo lường phù hợp: Cả 2 cách tiếp cận đo lường biến quản trị

công ty theo phần dư và số lượng thành viên HĐQT đều thỏa mãn các kiểm định

liên quan đến phương pháp ước lượng SUR, tuy nhiên, phương pháp tiếp cận dựa

trên phần dư để tính toán biến kém minh bạch thông tin có hiệu quả giải thích tốt

hơn gấp 3 lần so với phương pháp dựa trên số lượng thành viên HĐQT. Ngoài ra, cả

3 biến đại diện cho tính thanh khoản như khối lượng cổ phiếu giao dịch, tỷ số kém

thanh khoản và tỷ lệ ngày không có tỷ suất sinh lợi đều cho một kết quả gần như

thống nhất. Không có sự khác biệt đáng kể về sự chênh lệch giá trị hệ số ước lượng,

cũng như khả năng giải thích của mỗi mô hình ứng với mỗi biến thanh khoản. Tuy

nhiên, trong 3 biến này biến khối lượng cổ phiếu giao dịch có hiệu quả hơn do có

sai số nhỏ nhất. Do đó việc xây dựng mô hình cơ sở với biến kém minh bạch thông

tin đại diện cho quản trị công ty và biến khối lượng cổ phiếu giao dịch đại diện cho

tính thanh khoản cổ phiếu là phù hợp hơn.

Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty: Quản trị công

ty có thể bị ảnh hưởng bởi tính thanh khoản của cổ phiếu giao dịch, cũng như quy

mô tổng tài sản, đòn bẩy tài chính. Trong mối quan hệ với quản trị công ty thì sự gia

tăng thanh khoản sẽ giúp nâng cao quản trị công ty thông qua rút giảm các yếu tố

kém minh bạch của công ty và kết quả này là khá vững khi biến thanh khoản lần

lượt được đo lường bằng nhiều cách khác nhau. Ngoài ra, một phát hiện quan trọng

của đề tài đó là tìm ra một mối tương quan ngược chiều giữa quy mô tổng tài sản và

quản trị công ty. Tài sản càng lớn thì quản trị công ty càng giảm, trong khi đó, đây

lại là yếu tố có khả năng chi phối mạnh nhất đến việc nâng cao quản trị công ty.

Mối quan hệ giữa quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp: Quản trị công ty vừa

là nhân tố có ảnh hưởng tích cực vừa là nhân tố chi phối đến việc gia tăng giá trị

doanh nghiệp. Theo đó, mỗi cố gắng nâng cao quản trị công ty thêm 1% thì sẽ làm

gia tăng thêm 0.379% giá trị doanh nghiệp, giả sử các yếu tố khác không đổi. Đây

là một mức tác động khá lớn để gia tăng giá trị doanh nghiệp. Bên cạnh đó, các yếu

tố như doanh thu, tỷ suất sinh lợi tích lũy cũng tác động tích cực và có ý nghĩa

thống kê đến việc gia tăng giá trị doanh nghiệp trong dữ liệu khảo sát.

Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh

nghiệp: Nghiên cứu cho thấy tính thanh khoản của cổ phiếu đóng vai trò tích cực

trong việc cải thiện quản trị công ty, đến lượt mình, sự gia tăng hiệu quả trong quản

trị công ty góp phần nâng cao giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy cứ

10% tăng lên trong khối lượng cổ phiếu giao dịch thì tính kém minh bạch thông tin

được cải thiện 0.428% và mức gia tăng này của quản trị công ty làm cho giá trị

doanh nghiệp tăng lên 3.79%. Kết quả này là thống nhất và khá vững cho dù tác giả

lần lượt sử dụng nhiều cách đo lường thanh khoản khác nhau.

5.2 Một số khuyến nghị

Xuất phát từ các kết quả phân tích mà nghiên cứu đạt được, đề tài đề xuất một số

các khuyến nghị nhằm nâng cao chất lượng công tác quản trị và gia tăng giá trị cho

các doanh nghiệp Việt Nam.

Thứ nhất gia tăng công tác thanh tra, kiểm soát nội bộ: Bởi vì quy mô tổng tài sản

là nhân tố chi phối và có ảnh hưởng tiêu cực đến cải thiện tính minh bạch trong

quản trị, do vậy, để gia tăng hiệu quả quản trị trong điều kiện mở rộng quy mô, gia

tăng tổng tài sản thì cần thiết phải tăng cường công tác quản lý, tránh hoặc giảm

thiểu các rủi ro đạo đức nhằm nâng cao tính minh bạch trong quản trị.

Thứ hai tạo tính thanh khoản cho cổ phiếu: Tính thanh khoản của cổ phiếu có ảnh

hưởng tích cực đến việc cải thiện tính minh bạch và hiệu quả quản trị của công ty,

do vậy, (i) về phía công ty niêm yết cần thiết phải tạo điều kiện thuận lợi để nhà đầu

tư tiếp cận thông tin về doanh nghiệp thông qua các phương tiện truyền thông, công

cụ internet hoặc tổ chức hội thảo giới thiệu về công ty cho các nhà đầu tư; Ngoài ra,

đối với các sự kiện quan trọng, các giao dịch bất thường, cần thu thập thêm ý kiến

của các cổ đông thiểu số. Điều này không những góp phần bảo đảm quyền lợi của

cổ đông, bao gồm quyền lợi của cổ đông thiểu số mà còn giúp hoạt động kiểm soát

ngày càng khách quan hơn bởi doanh nghiệp được giám sát đồng thời vừa người

bên trong và bên ngoài doanh nghiệp. (ii) Về phía nhà nước mà cụ thể là Ủy ban

chứng khoán Nhà Nước cần có những chính sách đảm bảo thị trường chứng khoán

phản ánh đúng thực trạng của nền kinh tế, cũng như của từng doanh nghiệp, đồng

thời hạn chế tối đa các trục trặc hệ thống phát sinh khi giao dịch để nhà đầu tư yên

tâm giao dịch, gia tăng tính thanh khoản của cổ phiếu trên thị trường.

Thứ ba, doanh nghiệp phải xem hiệu quả quản trị là chìa khóa để mở cánh cửa

“thành công” gia tăng giá trị của doanh nghiệp cùng với nỗ lực tăng doanh thu bán

hàng, tăng cường tích lũy lợi nhuận có thể làm tăng giá trị doanh nghiệp. Để làm

được điều này, cần thiết phải chú trọng xây dựng đội ngũ quản trị các cấp từ việc tổ

chức bộ máy; phân công, phân nhiệm đến việc chi tiết hóa, văn bản hóa các quy

chế, quy trình, chính sách, hoạt động…Tăng cường công tác báo cáo theo quy định

về quản trị công ty, các cơ chế phòng ngừa rủi ro, kiểm soát nội bộ, các phiên họp.

Tăng cường giám sát, bảo đảm thực thi các quy định về báo cáo tài chính, cải thiện

chất lượng báo cáo tài chính, đặc biệt cần sớm áp dụng toàn bộ các tiêu chuẩn báo

cáo tài chính quốc tế (IFRS, IAS) vào tiêu chuẩn kế toán Việt Nam nhằm nâng cao

chất lượng và đảm bảo tính tương thích về thông tin tài chính của doanh nghiệp

Việt Nam. Trong lĩnh vực sản xuất – kinh doanh cần tăng cường vai trò giám sát

thông qua việc yêu cầu các tài liệu, các báo cáo định kỳ hoặc đột xuất; thường

xuyên tham gia các cuộc họp cổ đông nhằm có cơ hội tiếp cận đầy đủ hơn với các

thông tin kinh doanh của doanh nghiệp để đảm bảo tính minh bạch và hiệu quả của

thông tin.

Thứ 4, về mặt phương pháp thì sẽ hiệu quả hơn nếu sử dụng phương pháp đo lường

chỉ số minh bạch dựa trên phần dư của Gomariz và Ballesta (2013) thay cho các

phương pháp như đại diện bằng số lượng thành viên HĐQT, hoặc phương pháp thẻ

điểm quản trị – một phương pháp mang nhiều cảm tính khi Việt Nam chưa có một

tổ chức độc lập đứng ra đánh giá các chỉ tiêu minh bạch này.

5.3 Điểm mới và hạn chế của luận văn

5.3.1 Điểm mới của đề tài

Đề tài lần đầu tiên đã hệ thống, đánh giá các phương pháp tiếp cận để đo lường

quản trị công ty thông qua phần dư trong minh bạch thông tin tài chính và số lượng

thành viên HĐQT. Theo đó, phương pháp dựa trên phần dư cho kết quả khách quan

và hiệu quả hơn so với các phương pháp còn lại. Các nghiên cứu sau này về vấn đề

mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu đến quản trị công ty, cũng như quản trị

công ty đến giá trị doanh nghiệp có thể sử dụng phương pháp này.

Ngoài ra, đề tài lần đầu tiên đã trình bày hệ thống lý thuyết để so sánh lựa chọn một

mô hình phù hợp trong ước lượng SUR thông qua trị thống kê R2 hiệu chỉnh theo

McElroy (1977). Từ lý thuyết này, đề tài đã chứng minh có thể sử dụng các biến

như khối lượng cổ phiếu giao dịch, tỷ số kém thanh khoản và tỷ lệ ngày không có tỷ

suất sinh lợi đều cho kết quả thống nhất với nhau. Các nghiên cứu sau này có thể sử

dụng một trong ba biến trên làm biến đại diện cho tính thanh khoản của cổ phiếu

trên thị trường.

5.3.2 Hạn chế về bộ dữ liệu

Với số lượng quan sát là 212 công ty trên tổng số gần 680 công ty được niêm yết

trên hai sàn chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn mẫu 7 năm (2009 – 2015) thì

con số này là thấp khá nhiều, do đó chưa thực sự mang tính đại diện cao. Tuy nhiên,

tác giả buộc phải chấp nhận vì một số khó khăn trong việc thu thập dữ liệu như sau:

Thứ nhất, thị trường chứng khoán Việt Nam đi vào hoạt động từ năm 2000. Trong

giai đoạn 2000 – 2005 là lúc thị trường đang còn sơ khai, số lượng giao dịch còn

hạn chế. Đến giai đoạn 2006 – 2007, thị trường có bước phát triển đột phá và tăng

trưởng bùng nổ, số lượng công ty niêm yết tăng lên gấp nhiều lần tuy nhiên ẩn chứa

bên trong đó là các “bong bóng” tài sản có nguy cơ tan vỡ vào bất cứ lúc nào. Đến

năm 2008, thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu suy thoái khiến cho giá trị thị

trường của cổ phiếu thay đổi đột ngột và còn ảnh hưởng đến các năm sau đó. Do đó,

tác giả đã loại bỏ những năm có sự biến động mạnh và loại bỏ các công ty có biên

độ dao động về dữ liệu chứng khoán quá lớn, giá trị khác xa với giá trị trung bình

của mẫu tổng thể nhằm đảm bảo độ chính xác của mô hình.

Thứ hai, việc thu thập các dữ liệu và thông tin cần thiết để xây dựng biến quản trị từ

các báo cáo tài chính, báo cáo thường niên, website công ty… còn nhiều hạn chế do

các doanh nghiệp không công bố đầy đủ các thông tin cũng như các báo cáo liên

quan và nhất quán. Do đó tác giả cũng loại bỏ các doanh nghiệp không có đầy đủ cơ

sở thu thập dữ liệu hoặc dữ liệu không đầy đủ.

Thứ ba, tỷ số kém thanh khoản (ILQ) được tính toán dựa trên thông tin lịch sử giá

và số lượng giao dịch từng ngày trong khi có khá nhiều công ty có những ngày

không giao dịch hoặc không đủ dữ liệu giao dịch. Điều này làm ảnh hưởng đến tỷ

số kém thanh khoản (ILQ). Tác giả tiếp tục loại bỏ những công ty có sự biến động

quá lớn của tỷ số này.

5.3.3 Hạn chế về xây dựng biến đại diện cho quản trị công ty

Biến số lượng thành viên HĐQT vẫn có thể được sử dụng làm biến đại diện cho

quản trị, mặc dù hiệu quả giải thích không cao bằng biến đại diện dựa trên phần dư

trong minh bạch thông tin tài chính. Tuy nhiên, có thể nâng cao hiệu quả giải thích

của biến số lượng thành viên HĐQT thông qua xem xét cấu trúc thành phần HĐQT

như tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, việc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT đồng thời là

CEO, cấu trúc sở hữu.

Phương pháp đo lường hiệu quả quản trị dựa trên phương pháp xếp hạng điểm công

khai và minh bạch thông tin của Standard & Poor vẫn là một phương pháp hiệu quả.

Tuy nhiên, hiện nay chưa có một tổ chức độc lập nào đứng ra tổ chức đánh giá thẻ

điểm quản trị cho các doanh nghiệp ở các thị trường tài chính mới nổi, cũng như thị

trường tài chính Việt Nam. Mặc dù Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) đã thực hiện

việc khảo sát ứng dụng Thẻ điểm quản trị nhưng chỉ với 100 công ty đại chúng lớn

nhất tại Việt Nam, đại diện cho 80% tổng giá trị vốn hóa thị trường cũng như dự án

chỉ mới được triển khai từ năm 2010 và khảo sát cho 3 năm là 2009, 2010, 2011.

5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu mở rộng của đề tài

Về mẫu nghiên cứu: cần gia tăng số lượng quan sát để cỡ mẫu đủ lớn và đủ mang

tính đại diện. Việc mở rộng cỡ mẫu có thể được thực hiện bằng cách mở rộng thêm

thời gian nghiên cứu đến những năm tiếp theo.

Về phương pháp đo lường tính thanh khoản: có thể sử dụng thêm một số phương

pháp đo lường khác để bổ sung hoặc thay thế cho biến tỷ lệ kém thanh khoản (ILQ)

nếu mẫu dữ liệu có nhiều ngày không giao dịch. Chẳng hạn có thể sử dụng phương

pháp đo lường thanh khoản bằng chênh lệch giá mua – bán, tỷ số Turnover…

Về mặt phương pháp: tiếp tục sử dụng phương pháp đo lường quản trị công ty

thông qua biến kém minh bạch thông tin được tính từ phần dư; đồng thời tiếp tục

kiểm định sự phù hợp của các biến đại diện tính thanh khoản để tìm ra một mô hình

đo lường hiệu quả quản trị tốt nhất với dữ liệu Việt Nam.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu Tiếng Việt

1. IFC và Ủy ban chứng khoán nhà nước, 2010 và 2012. Báo cáo thẻ điểm quản trị

công ty 2012

2. IFC và Ủy ban chứng khoán nhà nước, 2010. Cẩm nang quản trị công ty.

http://www.ifc.org/wps/wcm/connect/104930804a81f844ad34fdf998895a12/CG+m

anual+for+Vietnam-second+edition-vn.pdf?MOD=AJPERES

3. Nguyễn Trường Sơn, 2010. Vấn đề quản trị công ty trong các doanh nghiệp Việt

Nam. Tạp chí Khoa Học và Công Nghệ, Đại học Đà Nẵng – Số 5(40).2010

4. Nhâm Phong Tuân, Nguyễn Anh Tuấn, 2013. Quản trị công ty – vấn đề đại diện

của các công ty đại chúng tại Việt Nam. Tạp chí khoa học ĐHQG Hà Nội, Kinh tế

và Kinh doanh, tập 29, số 1 (2013) 1-10.

5. OECD, 2004. Các nguyên tắc quản trị công ty của OECD. Truy cập tại:

https://www.oecd.org/daf/ca/corporategovernanceprinciples/45034702.pdf

Danh mục tài liệu Tiếng Anh

1. Aggarwal, R., I. Erel, R. M. Stulz, and R. Williamson, 2008. Differences in

Governance Practices between U.S. and Foreign Firms: Measurement, Causes, and

Consequences. Review of financial Studies, Oxford University press for society for

financial studies 22, 3131-3169.

2. Amarjit Gill, John D. Obradovich., 2012. The Impact of corporate governance

and financial leverage on the value of American firms. International Research

Journal of Finance and Economics, ISSN 1450 – 2887, issue 91 (2012).

3. Ammann, M., Oesch, D., Schmid, M.M., 2011. Corporate governance and firm

value: international evidence. Journal of Empirical Finance 18, 36–55.

4. Baltagi, B.H., 2011. Econometrics, chapter 10. 5th ed. Springer Texts in

Business and Economics, pp.241 –246

5. Bebchuk, Lucian A. and Cohen, Alma and Ferrell, Allen., 2009. What Matters in

Corporate Governance?. Review of Financial Studies 22(2), 783-827.

6. Bhide, A., 1993. The hidden costs of stock market liquidity. Journal of

Financial Economics 34, 31–51.

7. Brockman, P., Chung, D.Y., 2003. Investor protection andfirm liquidity. Journal

of Finance 58, 921–937.

8. Burkart, M., Gromb, D., Panunzi, F., 1997. Large shareholders, monitoring, and

the value of thefirm. Quarterly Journal of Economics 112 (3), 693–728.

9. Chavez, G.A., Silva, A.C., 2009. Brazil's experiment with corporate governance.

Journal of Applied Corporate Finance 21, 34–44.

10. Chung, K.H., Elder, J., Kim, J.C., 2010. Corporate governance and liquidity.

Journal of Financial and Quantitative Analysis 45, 265–291.

11. Durnev, A., Kim, E.H., 2005. To steal or not to steal:firm attributes, legal

environment, and valuation. Journal of Finance 60, 1461–1493.

12. Eisenberg, Theodore and Sundgren, Stefan and Wells, Martin T., 1998. Larger

Board Size, Decreasing Firm Value, and Increasing Firm Solvency. Journal of

Financial Economics, 35-54.

13. Godfred A. Bokpin, Zangina Isshaq, Francis Aboagye - Otchere,. 2011.

Ownership structure, corporate governance and corporate liquidity policy: Evidence

from the Ghana Stock Exchange. Journal of Financial Economic Policy 3(3), 262 -

279.

14. Gompers, P., Ishii, J., Metrick, A., 2003. Corporate governance and equity

prices. Quarterly Journal of Economics 118, 107–155.

15. Guest, P.M, 2009. The impact of board size on firm performance: evidence from

the UK. The European Journal of Finance 15(4), 385-404.

16. Holmstrom, B., Tirole, J., 1993. Market liquidity and performance monitoring.

Journal of Political Economy 101, 678–709.

17. Jain, P., Kim, J.C., Rezaee, Z., 2008. The Sarbanes–Oxley Act of 2002 and

market liquidity. Financial Review 43, 361–382.

18. Jegadeesh, N., Titman, S., 1993. Returns to buying winners and selling losers:

implications for stock market efficiency. Journal of Finance 48, 65–91.

19. Jensen, M. C., 1993. The Modern Industrial Revolution, Exit, and the Failure of

Internal Control Systems. The Journal of Finance 48, 831–880.

20. Kahn, C., Winton, A., 1998. Ownership structure, speculation, and shareholder

intervention. Journal of Finance 53, 99–129.

21. Kaplan, S., Zingales, L., 1997. Do investment-cashflow sensitivities provide

useful measures offinancing constraints? Quarterly Journal of Economics 112, 169–

216.

22. Klapper, L.F., Love, I., 2004. Corporate governance, investor protection and

performance in emerging markets. Journal of Corporate Finance 10, 703–728.

23. Lang, M., Lins, K.V., Maffett, M., 2012. Transparency, liquidity, and valuation:

international evidence on when transparency matters most. Journal of Accounting

Research 50 (3), 729–774.

24. Lesmond, D., Ogden, J., Trzcinka, C., 1999. A new estimate of transaction costs.

Review of Financial Studies 12, 1113–1141.

25. Lipton, M., & Lorsch, J. W., 1992. A Modest Proposal for Improved Corporate

Governance. The Business Lawyer 48(1), 59–77.

26. Ma Fuensanta Cutillas Gomariz, Juan Pedro Sánchez Ballesta, 2013. Financial

reporting quality, debt maturity and investment efficiency. Journal of Banking &

Finance 40, 494-506.

27. Majdi Karmani, Aymen Ajina., 2012. Market stock liquidity and corporate

governance. 29th International conference of the French finance association (AFFI)

2012.

28. Mak, Yuen Teen and Kusnadi, Yuanto., 2003. Size Really Matters: Further

Evidence on the Negative Relationship Between Board Size and Firm Value.

Pacific-Basin Financial Journal 13(3), 301-318.

29. Marek Gruszcynski, 2006. Corporate governance and financial performance of

companies in Poland. International Advances in Economic Research 12, 251-259.

30. Maug, E., 1998. Large shareholders as monitors: is there a trade-off between

liquidity and control?. Journal of Finance 53, 65–98.

31. McElroy, M. B., 1977. Goodness of Fit for Seemingly Unrelated

Regressions. Journal of Econometrics 6(3), 381-387

32. Sanda, A.U., Mikailu, A.S. and Garba, T., 2010. Corporate governance

mechanisms and firms’ financial performance in Nigeria. Afro-Asian J. Finance and

Accounting 2, 22–39.

33. Tang, K., Wang, C., 2011. Corporate governance andfirm liquidity: evidence

from the Chinese stock market. Emerging Markets Finance & Trade 47(1), 47–60.

34. Thornton, A. J, Seemingly Unrelated Regressions Model, Department of

Economics, Eastern Michigan University. Available from:

. [28

March 2015].

35. Urbi Garay, Maximiliano Gonzalez., 2008. Corporate governance and firm

value: The case of Venezuela. International Review 16(3), 194-209.

36. Wei-Xuan Lia, Clara Chia-Sheng Chen, Joseph J. French, 2012. The relationship

between liquidity, corporate governance, andfirm valuation: Evidence from Russia,

Emerging Market Review Journal 13, 465-477.

37. Yermack, David, 1996. Higher market valuation of companies with a small

board of directors. Journal of Financial Economics 40(2), 185-211.

38. Zahra Abdoli, Bagher Shams Zadeh., 2015. The relationship between Stock

Liquidity, Corporate Governance and Firm Value of the Companies Listed in

Tehran Stock Exchange. International Journal of Management, Accounting &

Economics 1, 27-37.

39. Zellner, A., 1962. An efficient method of estimating seemingly unrelated

regressions and tests for aggregation bias. Journal of the American Statistical

Association 57, 348–368.

PHỤ LỤC



 X  

Phụ lục 1: Một số giả định của ước lượng OLS

 Tuyến tính trong tham số: Y

 Biến giải thích là biến ngoại sinh ngặt: E(|X) = E(X’) = 0

2 

 Không có đa cộng tuyến: ρ(X) = K, w.p.1.

ˆ  OLS

 Phần dư không có phương sai thay đổi, tự tương quan: , với In





là ma trận vuông đơn vị kích thước n. Phương sai của phần dư chính là phần

phương sai của Y với điều kiện X. Y càng ít biến thiên quanh đường hồi quy



X  

cho biết kết quả ước lượng càng cao.

 , nếu phần dư 



Ghi chú: trong mô hình Y thỏa mãn

 



  2  

thì được xem là có phân phối spherical1.



T X X



Phụ lục 2: Các tính chất của ước lượng OLS

ˆ  OLS



 1

.  Tuyến tính không chệch tốt nhất theo Gauss/Markov:

1 

T X X

Trong trường hợp X là ma trận chỉ có 1 cột (hồi quy đơn biến) thì





x i





 

1 

. Ngược lại, khi X là một ma trận NxK (với K là số biến

giải thích) mà trong đó mỗi cột có trung bình bằng 0 thì XX’ chính là ma trận

TXX sẽ

'X X  sẽ nhỏ, vì vậy,

hiệp phương sai của K cột của X. Vì vậy, nếu X biến thiên nhiều thì

 1

ˆ OLS

OLS sẽ

lớn hơn và 

 V  sẽ nhỏ hơn và ước lượng ˆ



1 Phân phối Spherical không ràng buộc chặt như phân phối chuẩn hóa bởi nó chỉ đặt ràng buộc lên bình phương các phần dư và tích chéo của phần dư; trong khi phân phối chuẩn hóa đặt ràng buộc lên tất cả các bật của tích product các phần dư.

chính xác hơn.

1 

T X X







 E X X







ˆ       OLS

     

  

1 

T X X

(*)



0 0 

 E X X







 T   

  



T X X







T X X



2 

 



ˆ  OLS

 1  1





1 



ˆ OLS

là không chệch cho ước lượng sai:  Phương



   ˆ      OLS

ˆ    OLS

  

  

1 



   



 X X X

   1 

1 

T X X



  

 X X X



1 

T X X

T 2 



 I X X X n



  E X X     

 

1 

T X X

2 



 X X X X



1 

T X X

2 



 

 

 Duy diễn hợp lí: với giả định phân phối chuẩn hóa chúng ta có thể sử dụng

các kiểm định t, F.

Phụ lục 3: Sự thiên chệch của ước lượng OLS trong trường hợp phương sai



TX X

2 

phần dư thay đổi



 1



T X X

 ˆ | 



2 



và Phương sai của mô hình OLS:









T X X 

ˆ | X

  , khi đó:

Phương sai của mô hình tuyến tính tổng quát :

sẽ là ước lượng không chệch của



  Kiểm định t không có phân phối t và kiểm định F cũng không còn phù hợp.  Vì vậy, bỏ qua vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan thì việc sử dụng

ˆ | X

ˆ và

vẫn cho kết quả ước lượng của β là không chệch nhưng sẽ





không hiệu quả và các suy diễn thống kê không còn hợp lý.

Phụ lục 4: Các giả thiết của mô hình SUR



 y X 

1. Dạng hàm của biểu thức tổng quát là dạng tuyến tính theo các tham số:

( )

E   0

2. Thành phần sai số của biểu thức tổng quát có giá trị trung bình bằng 0:

3. Phân bố của sai số trong biểu thức tổng quát không có dạng phân bố hình cầu

(nonspherical) và thỏa mãn các giả định sau:

a. Phương sai sai số của mỗi biểu thức riêng rẽ là không đổi.

b. Phương sai của sai số có thể khác nhau ở các biểu thức riêng rẽ.

c. Các sai số của mỗi biểu thức riêng rẽ là không có tự tương quan.

d. Các sai số giữa các biểu thức khác nhau là có sự tương quan đồng thời.

i. Đối với dữ liệu thời gian, các sai số trong các biểu thức khác nhau tại

cùng một thời điểm là có tương quan với nhau. Các sai số trong các biểu

thức khác nhau ở các thời điểm khác nhau là không có sự tương quan.

ii. Đối với dữ liệu chéo, các sai số trong các biểu thức khác nhau cho cùng

một đối tượng là có tương quan nhau. Các sai số trong các biểu thức

khác nhau cho các đối tượng khác nhau là không có tương quan nhau.

Cov

( ) 

( E 



Các giả định 3a đến 3d dẫn đến ma trận phương sai - hiệp phương sai của sai số như

    n

N 

4. Thành phần sai số của biểu thức tổng quát có phân phối chuẩn:

5. Thành phần sai số của biểu thức tổng quát không có tương quan với các biến giải

Cov  ( )

thích trong biểu thức:

Phụ lục 5: Tính không chệch của ước lượng GLS

Để đơn giản, chúng ta xem  là một ma trận đối xứng nxn và có một ma trận C

(nxn) không suy biến thỏa mãn: −1 = C’C

Đặt Y* = CY, X* = CX, ε* = Cε

Khi đó, mô hình ban đầu sẽ được viết dưới dạng biến đổi là Y* = X*β + ε*



Bây giờ, chúng ta kiểm tra lại 3 giả định cơ bản cho phương trình biến đổi này:

*  X  

 Tuyến tính trong tham số:

 Biến giải thích là biến ngoại sinh ngặt: E(ε*|X) = CE(ε |X) = 0

 Không có đa cộng tuyến: ρ(X*) = ρ(CX) = K





sai thay đổi, tự tương quan:

 * 



 E C C 2 









2 

 



2 





   C C C

  

  

2 



 Phần dư không  có phương   T X C 

Vì mô hình biến đổi thỏa mãn tất cả các giả định cơ bản, theo định lý Gauss –



*T X X

* Y



*T X X



2 

Markov sẽ được thỏa mãn, vì vậy ước lượng tuyến tính không chệch tốt nhất của

ˆ  gls



 1



 1





1 

*T X X



ˆ  gls





1 

T C CX

T C CY





1 





 



và mô hình GLS sẽ là:

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- lnTD | lnVOL | -.0428139 .0061825 -6.93 0.000 -.0549313 -.0306964 lnTA | .6443096 .0077631 83.00 0.000 .6290943 .659525 LEV | -.0250984 .0049832 -5.04 0.000 -.0348653 -.0153315 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | lnTD | -.3792349 .0124425 -30.48 0.000 -.4036216 -.3548481 lnSALES | .0897241 .0115481 7.77 0.000 .0670902 .112358 CRET | .176574 .0377249 4.68 0.000 .1026347 .2505134 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: lnTD Q Independent variables: lnVOL lnTA LEV lnTD lnSALES CRET

Phụ lục 6: Kết quả hồi quy mô hình lnTD – lnVOL - Q

------------------------------------------------------------------------------ Phụ lục 7: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình lnTD –

lnVOL – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

| TD1 q1 -------------+------------------ TD1 | 1.0000 q1 | 0.8365* 1.0000 Phụ lục 8: Kết quả hồi quy mô hình lnTD – ILQ - Q

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- lnTD | ILQ | .6859523 .2744349 2.50 0.012 .1480698 1.223835 lnTA | .6218645 .0069502 89.47 0.000 .6082424 .6354865 LEV | -.022508 .0050418 -4.46 0.000 -.0323897 -.0126263 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | lnTD | -.378922 .012587 -30.10 0.000 -.4035922 -.3542519 lnSALES | .0831022 .0116197 7.15 0.000 .060328 .1058764 CRET | .1838975 .0381154 4.82 0.000 .1091926 .2586023 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: lnTD Q Independent variables: ILQ lnTA LEV lnTD lnSALES CRET ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 9: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình lnTD –

| TD2 q2 -------------+------------------ TD2 | 1.0000 q2 | 0.8066* 1.0000

ILQ – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

Phụ lục 10: Kết quả hồi quy mô hình lnTD – PZR - Q

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- lnTD | PZR | .0621328 .0080906 7.68 0.000 .0462756 .0779901 lnTA | .6260023 .0069215 90.44 0.000 .6124363 .6395682 LEV | -.0228526 .0050005 -4.57 0.000 -.0326534 -.0130518 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | lnTD | -.3707217 .0126209 -29.37 0.000 -.3954581 -.3459852 lnSALES | .0808353 .0116089 6.96 0.000 .0580823 .1035884 CRET | .1795931 .0380683 4.72 0.000 .1049807 .2542056 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: lnTD Q Independent variables: PZR lnTA LEV lnTD lnSALES CRET ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 11: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình lnTD –

| TD3 q3 -------------+------------------ TD3 | 1.0000 q3 | 0.7916* 1.0000

PZR – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

Phụ lục 12: Kết quả hồi quy mô hình BOARD – lnVOL - Q

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- BOARD | lnVOL | .0184846 .0057461 3.22 0.001 .0072225 .0297467 lnTA | .2593057 .0051918 49.95 0.000 .24913 .2694814 LEV | -.0732502 .0046588 -15.72 0.000 -.0823813 -.0641192 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | BOARD | .5365203 .0111929 47.93 0.000 .5145827 .5584579 lnSALES | -.128872 .0050295 -25.62 0.000 -.1387295 -.1190144 CRET | .3953965 .0383622 10.31 0.000 .320208 .4705851 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: BOARD Q Independent variables: lnVOL lnTA LEV BOARD lnSALES CRET ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 13: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình

| B1 q1 -------------+------------------ B1 | 1.0000 q1 | 0.7601* 1.0000

BOARD – lnVOL - Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

Phụ lục 14: Kết quả hồi quy mô hình BOARD – ILQ - Q

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- BOARD | ILQ | 1.493704 .2536751 5.89 0.000 .9965102 1.990898 lnTA | .2730741 .0045605 59.88 0.000 .2641358 .2820125 LEV | -.0736037 .004668 -15.77 0.000 -.0827529 -.0644546 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | BOARD | .5390199 .0112252 48.02 0.000 .5170189 .5610209 lnSALES | -.1367888 .0051015 -26.81 0.000 -.1467875 -.1267901 CRET | .3970067 .0385605 10.30 0.000 .3214296 .4725839 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: BOARD Q Independent variables: ILQ lnTA LEV BOARD lnSALES CRET ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 15: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình

| B2 q2 -------------+------------------ B2 | 1.0000 q2 | 0.6947* 1.0000

BOARD – ILQ – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

Phụ lục 16: Kết quả hồi quy mô hình BOARD – PZR - Q

Seemingly unrelated regression (SUR) in panel data set One-way random effect estimation: ------------------------------------------------------------------------------ Number of Group variable: 2 Number of obs = 1481 Panel variable: id Number of eqn = 2 Time variable : yr Number of panels = 2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, e_it) = 0 (assumed) Panel type : strongly balanced ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- BOARD | PZR | -.0197483 .0074584 -2.65 0.008 -.0343664 -.0051302 lnTA | .2676239 .0044386 60.29 0.000 .2589244 .2763234 LEV | -.0744446 .0046484 -16.02 0.000 -.0835553 -.0653339 -------------+---------------------------------------------------------------- Q | BOARD | .5374896 .0111847 48.06 0.000 .515568 .5594112 lnSALES | -.1299603 .0050015 -25.98 0.000 -.1397631 -.1201576 CRET | .3948737 .038352 10.30 0.000 .3197051 .4700423 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u | see e(sigma_u) sigma_e | see e(sigma_e) ------------------------------------------------------------------------------ Dependent variables: BOARD Q Independent variables: PZR lnTA LEV BOARD lnSALES CRET ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 17: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình

| B3 q3 -------------+------------------ B3 | 1.0000 q3 | 0.6587* 1.0000

BOARD – PZR – Q (mức ý nghĩa thống kê 1%)

Phụ lục 18: Kết quả hồi quy ba mô hình với biến lnTD

esttab MH1 MH2 MH3, se ------------------------------------------------------------ (1) (2) (3) lnTD lnTD lnTD ------------------------------------------------------------ lnTD lnVOL -0.0428* (0.00618) lnTA 0.644* 0.622* 0.626* (0.00776) (0.00695) (0.00692) LEV -0.0251* -0.0225* -0.0229*** (0.00498) (0.00504) (0.00500) ILQ 0.686* (0.274) PZR 0.0621* (0.00809) ------------------------------------------------------------ Q lnTD -0.379* -0.379* -0.371* (0.0124) (0.0126) (0.0126) lnSALE 0.0897* 0.0831* 0.0808* (0.0115) (0.0116) (0.0116) CRET 0.177* 0.184* 0.180* (0.0377) (0.0381) (0.0381) ------------------------------------------------------------ N 1481 1481 1481 ------------------------------------------------------------ Standard errors in parentheses * p<0.05, p<0.01, * p<0.001

Phụ lục 19: Kết quả hồi quy ba mô hình với biến lnTD trình bày dưới dạng

esttab MH1 MH2 MH3, se beta ----------------------------------------------------------- (1) (2) (3) lnTD lnTD lnTD ------------------------------------------------------------ lnTD lnVOL -0.077*** (0.00618)

lnTA 0.950*** 0.917*** 0.923*** (0.00776) (0.00695) (0.00692) LEV -0.047*** -0.042*** -0.043*** (0.00498) (0.00504) (0.00500) ILQ 0.019* (0.274) PZR 0.064*** (0.00809) ------------------------------------------------------------ Q lnTD -0.901*** -0.900*** -0.880*** (0.0124) (0.0126) (0.0126) lnSALES 0.321*** 0.298*** 0.290*** (0.0115) (0.0116) (0.0116) CRET 0.117*** 0.122*** 0.119*** (0.0377) (0.0381) (0.0381) ------------------------------------------------------------ N 1481 1481 1481 ------------------------------------------------------------ Standardized beta coefficients; Standard errors in parentheses * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

beta chuẩn hóa

Phụ lục 20: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 1 với biến TD ============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.5389 | 0.5378 | 497.5019 | 0.0000 | 991.6929 | 0.0000 | | McElroy | 0.3576 | 0.3561 | 236.9772 | 0.0000 | 566.9465 | 0.0000 | | Judge | 0.4439 | 0.4426 | 339.7672 | 0.0000 | 751.6733 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0872 | 0.0851 | 40.6846 | 0.0000 | 116.9329 | 0.0000 | | Greene | -4.4173 | -4.4300 | -347.0912 | 1.0000 | -2164.3738 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -2.3598 Log Likelihood Function = -5146.7751 ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 21: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 2 với biến TD ============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.5369 | 0.5358 | 493.4826 | 0.0000 | 986.1035 | 0.0000 | | McElroy | 0.3561 | 0.3545 | 235.3651 | 0.0000 | 563.8262 | 0.0000 | | Judge | 0.4421 | 0.4408 | 337.3763 | 0.0000 | 747.6656 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0869 | 0.0848 | 40.5299 | 0.0000 | 116.5080 | 0.0000 | | Greene | -4.4234 | -4.4362 | -347.1799 | 1.0000 | -2165.8214 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -2.3555 Log Likelihood Function = -5144.0389 ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 22: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 3 với biến TD ============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.5397 | 0.5386 | 499.1416 | 0.0000 | 993.9661 | 0.0000 | | McElroy | 0.3592 | 0.3577 | 238.5795 | 0.0000 | 570.0402 | 0.0000 | | Judge | 0.4448 | 0.4435 | 340.9637 | 0.0000 | 753.6740 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0874 | 0.0853 | 40.7685 | 0.0000 | 117.1634 | 0.0000 | | Greene | -4.4152 | -4.4279 | -347.0601 | 1.0000 | -2163.8669 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -2.3617 Log Likelihood Function = -5148.0137 ------------------------------------------------------------------------------ Phụ lục 23: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 1 với biến Board ============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.2083 | 0.2064 | 111.9771 | 0.0000 | 299.1643 | 0.0000 | | McElroy | 0.1138 | 0.1117 | 54.6467 | 0.0000 | 154.7221 | 0.0000 | | Judge | 0.1441 | 0.1420 | 71.6380 | 0.0000 | 199.2548 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0243 | 0.0220 | 10.6087 | 0.0000 | 31.5345 | 0.0000 | | Greene | -7.3111 | -7.3306 | -374.4501 | 1.0000 | -2712.6378 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -1.4442 Log Likelihood Function = -4560.3182 ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 24: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 2 với biến Board ============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.2080 | 0.2061 | 111.7704 | 0.0000 | 298.6716 | 0.0000 | | McElroy | 0.1137 | 0.1116 | 54.5823 | 0.0000 | 154.5501 | 0.0000 | | Judge | 0.1437 | 0.1417 | 71.4479 | 0.0000 | 198.7649 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0243 | 0.0220 | 10.5902 | 0.0000 | 31.4801 | 0.0000 | | Greene | -7.3114 | -7.3309 | -374.4520 | 1.0000 | -2712.6837 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -1.4438 Log Likelihood Function = -4560.0521 ------------------------------------------------------------------------------

============================================================================== * Simultaneous Equations (3SLS-SUR) - Method = (sure) * (3SLS-SUR) Overall System R2 - Adjusted R2 - F Test - Chi2 Test ============================================================================== +----------------------------------------------------------------------------------------+ | Name | R2 | Adj_R2 | F | P-Value | Chi2 | P-Value | |----------+------------+------------+------------+------------+------------+------------| | Berndt | 0.2105 | 0.2086 | 113.4939 | 0.0000 | 302.7730 | 0.0000 | | McElroy | 0.1155 | 0.1134 | 55.5588 | 0.0000 | 157.1522 | 0.0000 | | Judge | 0.1459 | 0.1439 | 72.7040 | 0.0000 | 201.9978 | 0.0000 | | Dhrymes | 0.0245 | 0.0222 | 10.7045 | 0.0000 | 31.8156 | 0.0000 | | Greene | -7.3076 | -7.3272 | -374.4287 | 1.0000 | -2712.1014 | 1.0000 | +----------------------------------------------------------------------------------------+ Number of Parameters = 8 Number of Equations = 2 Degrees of Freedom F-Test = (6, 2562) Degrees of Freedom Chi2-Test = 6 Log Determinant of Sigma = -1.4468 Log Likelihood Function = -4561.9691 ------------------------------------------------------------------------------

Phụ lục 25: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình 3 với biến Board

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu, quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp – Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

NGUYỄN THỊ THANH TÚY

MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU,

QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP –

BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

NGUYỄN THỊ THANH TÚY

MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍNH THANH KHOẢN CỔ PHIẾU,

QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP –

BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

GS. TS. TRẦN NGỌC THƠ

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 2

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT ........................................................................ 6

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

TÓM TẮT

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC

NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU



CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Tiêu chí

Phương pháp đo lường quản trị theo TD

Phương pháp đo lường quản trị theo BOARD

lựa chọn

lnVOL

ILQ

PZR

lnVOL

ILQ

PZR

Biến

Phương pháp đo lường quản trị theo TD

Mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quản trị công ty

lnVOL

ILQ

PZR

Mối quan hệ giữa quả quản trị công ty và giá trị doanh nghiệp

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC





 V  sẽ nhỏ hơn và ước lượng ˆ





   ˆ      OLS



  Kiểm định t không có phân phối t và kiểm định F cũng không còn phù hợp.  Vì vậy, bỏ qua vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan thì việc sử dụng





------------------------------------------------------------------------------ Phụ lục 7: Hệ số tương quan giữa 2 phần dư theo SUR trong mô hình lnTD –

| TD1 q1 -------------+------------------ TD1 | 1.0000 q1 | 0.8365* 1.0000 Phụ lục 8: Kết quả hồi quy mô hình lnTD – ILQ - Q

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

Luận văn Thạc sĩ: Chế tạo và nghiên cứu tính chất điện, từ của vật liệu multiferroic Ba₀.₇Ca₀.₃TiO₃/ NiFe₂O₄

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu vật liệu biến hóa dạng chuỗi một chiều chế tạo từ kim loại đồng trên đế FR-4 hoạt động tại tần số MHz ứng dụng trong truyền năng lượng không dây

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng tác động tới môi trường biển của việc xả nước thải từ sự cố nhà máy điện hạt nhân Fukushima sử dụng công cụ ERICA

Luận văn Thạc sĩ: Xây dựng mô hình đầu dò nơtron và gamma sử dụng nhấp nháy EJ-276 ghép nối với mảng nhân quang silicon

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng ảnh hưởng của bức xạ ion hóa đến sức khỏe cư dân khu vực mỏ đất hiếm Đông Pao, xã Bản Hon, huyện Tam Đường, tỉnh Lai Châu

Luận văn Thạc sĩ: Sử dụng phương pháp nhiễu xạ neutron khảo sát cấu trúc tinh thể và pha trật tự từ trong vật liệu Pr2FeCrO6

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu phân lập, xác định cấu trúc và hoạt tính ức chế NO của các hợp chất thứ cấp từ chủng vi nấm biển Aspergillus sp. CL251

Luận văn Thạc sĩ: Phân tích một số hợp chất bisphenol thôi nhiễm từ bao bì nhựa lên một số mẫu thực phẩm nền tinh bột

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá hoạt tính kháng khuẩn, kháng nấm của loài hoa mộc (Osmanthus fragrans (Thunb.) Lour.) ở Việt Nam

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá tác dụng kháng viêm của loài côi Turpinia montana (Blume) Kurz

Luận văn Thạc sĩ: Tổng hợp và đặc trưng tính chất vật liệu composite có cấu trúc nano chitosan–cyclodextrin/TiO₂–Ag

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu chế tạo và khảo sát một số tính chất của màng phủ trên cơ sở nhựa epoxy gốc nước và khung cơ kim - ZIF