›

Đề tài Tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trường chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam

pdf 91 trang yendo 4330
Download
Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Đề tài Tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trường chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

  • pdftac_dong_cua_quan_tri_doanh_nghiep_va_quan_ly_thu_nhap_len_t.pdf

Nội dung text: Đề tài Tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trường chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam

  1. I Mã số: NKTT2014-149 TÁC ĐỘNG CỦA QUẢN TRỊ DOANH NGHIỆP VÀ QUẢN LÝ THU NHẬP LÊN TÍNH THANH KHOẢN CỦA THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN SỞ HỮU TẬP TRUNG CAO TẠI VIỆT NAM
  2. I TÓM TẮT Bài nghiên cứu này tìm hiểu tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản ở thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao nhƣ Việt Nam, tiến hành kiểm định lần lƣợt tác động riêng lẻ và đồng thời của hai yếu tố quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao. Thông qua việc sử dụng phƣơng pháp hồi quy dữ liệu bảng Fix Effects, mẫu dữ liệu gồm 206 công ty đƣợc niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh HOSE từ quý 3/2011 đến quý 4/2013 đã đƣợc kiểm định. Kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu đã cung cấp đƣợc những bằng chứng quan trọng nhƣ sau:  Tồn tại mối tƣơng quan dƣơng nhƣng không đáng kể giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao ở Việt Nam.  Mối quan hệ tƣơng quan dƣơng cao giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao ở Việt Nam  Qua kết quả thực nghiệm cho thấy biến khối lƣợng giao dịch không phải là một đại diện tốt cho tính thanh khoản cho thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Kết quả bài nghiên cứu đã đƣa ra bằng chứng về một trong những nhân tố tác động lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán, phân tích ở một khía cạnh mới. Đặc biệt trong cơ chế sở hữu tập trung cao tại Việt Nam, mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp, quản lý thu nhập và tính thanh khoản còn khá phức tạp. Chính vì vậy, nhóm nghiên cứu hi vọng mở ra một hƣớng đi mới cho những bài nghiên cứu sau này cũng nhƣ đƣa ra những quan điểm mới trong công tác quản trị doanh nghiệp. TỪ KHÓA: Quản trị doanh nghiệp, quản lý thu nhập, tính thanh khoản, sở hữu tập trung
  3. II MỤC LỤC TÓM TẮT I MỤC LỤC II DANH MỤC BẢNG IV DANH MỤC HÌNH IV 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1 1.1. Lý do chọn đề tài 1 1.2. Mục tiêu nghiên cứu 2 1.3. Phƣơng pháp nghiên cứu 3 1.4. Ý nghĩa của đề tài 3 1.4.1. Ý nghĩa lý luận 3 1.4.2. Ý nghĩa thực tiễn 4 1.4.3. Bố cục bài nghiên cứu 4 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH 6 2.1. Cơ sở lý thuyết và phát triển giả thiết 6 2.1.1. Bất cân xứng thông tin và tính thanh khoản 6 2.1.2. Chênh lệch giá hỏi mua, giá chào bán (B_A) và khối lƣợng giao dịch – Đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng 8 2.2. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây trên thế giới về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán. 11 2.2.1. Quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản 11 2.2.2. Quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng 16
  4. III 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 26 3.1. Phƣơng pháp nghiên cứu 26 3.1.1. Quy trình kiểm định lựa chọn mô hình 26 3.1.2. Giới thiệu mô hình tác động cố định (Fixed Effect Model) 28 3.1.3. Kiểm định sự phù hợp của mô hình tổng thể 28 3.2. Dữ liệu và mẫu 29 3.3. Xây dựng biến 30 3.3.1. Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam 30 3.3.2. Biến phụ thuộc 31 3.3.3. Biến giải thích 33 3.3.4. Các biến kiểm soát 36 3.4. Các mô hình thực nghiệm 38 3.4.1. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản 38 3.4.2. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản 39 3.4.3. Tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập 39 3.4.4. Kiểm định tính bền vững 39 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 41 4.1. Thống kê mô tả 41 4.2. Phân tích tƣơng quan Pearson 46 4.3. Phân tích hồi quy 47 4.3.1. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản 47 4.3.2. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng 50 4.3.3. Những ảnh hƣởng đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản 52
  5. IV 4.3.4. Kiểm định tính bền vững của kết quả nghiên cứu trong điều kiện phân khúc thị trƣờng chứng khoán 55 5. KẾT LUẬN 58 5.1. Kết luận 58 5.2. Hạn chế và hƣớng phát triển của đề tài 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO i PHỤ LỤC v Phụ lục 1. Danh sách các công ty trong mẫu và tỷ số free-float năm 2013 v Phụ luc 2. Kiểm định lựa chọn mô hình xxii DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây 20 Bảng 3.1. Lý thuyết kiểm định lựa chọn mô hình 27 Bảng 3.2. Bảng tổng hợp thống kê mẫu 30 Bảng 3.3. Bảng tóm tắt các biến trong bài nghiên cứu 37 Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến 44 Bảng 4.2. Kết quả phân tích tƣơng quan Pearson 45 Bảng 4.3. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (1), (2) 49 Bảng 4.4. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (3), (4) 51 Bảng 4.5. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (5), (6) 54 Bảng 4.6. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (7), (8) 56 DANH MỤC HÌNH Hình 4.1 Thống kê mô tả biến B_A 42 Hình 4.2 Thống kê mô tả biến Volume 42
  6. V Hình 4.3. Thống kê mô tả biến Indep 42 Hình 4.4. Thống kê mô tả biến Dual 43 Hình 4.5. Thống kê mô tả biến Ownership 43 Hình 4.6. Thống kê mô tả biến AWCA 43
  7. 1 TOÀN VĂN CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1. Lý do chọn đề tài Trong quá trình phát triển của nền kinh tế, thị trƣờng chứng khoán đóng vai trò đặc biệt quan trọng, nó không chỉ là trung gian tập trung và phân phối vốn cho toàn bộ nền kinh tế mà còn là công cụ giúp cho các doanh nghiệp tiếp cận với nguồn vốn rẻ và sẵn có, hỗ trợ không nhỏ cho quá trình quản lý và phát triển doanh nghiệp nói riêng và toàn bộ nền kinh tế nói chung. Chính vì vậy, tính thanh khoản của thị trƣờng luôn là vấn đề đƣợc các nhà kinh tế học cũng nhƣ các chủ thể tham gia thị trƣờng đặc biệt quan tâm. Trong những nghiên cứu trƣớc đây, có rất nhiều yếu tố tác động đến tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán, một trong số đó là tình trạng bất cân xứng thông tin, theo đó mâu thuẫn lợi ích xảy ra giữa nhà quản lý và cổ đông. Tuy nhiên, trong một nền kinh tế tồn tại quan hệ sở hữu tập trung cao nhƣ Việt Nam, mâu thuẫn này lại xảy ra giữa các cổ đông đa số - những ngƣời nắm giữ số lƣợng cổ phần lớn, có lợi thế về thông tin hơn các cổ đông nhỏ - và các nhà đầu tƣ khác. Cơ chế sở hữu tập trung cao đƣợc cho là có thể tạo điều kiện cho các cổ đông chi phối dễ dàng truy cập thông tin cũng nhƣ thực hiện kinh doanh kiếm lợi nhuận, do đó, không tránh khỏi ảnh hƣởng đến tính thanh khoản của cổ phiếu công ty trên thị trƣờng. Và đây cũng là một trong những vấn đề còn đang đƣợc tranh luận. Theo các kết quả nghiên cứu trƣớc đây, cơ chế quản trị doanh nghiệp tiêu biểu là sự độc lập của HĐQT, việc Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và cơ chế quản lý thu nhập của doanh nghiệp là một trong những chỉ báo cho vấn đề bất cân xứng thông tin. Cơ chế quản trị doanh nghiệp tốt có ảnh hƣởng không nhỏ đến tần số cũng nhƣ chất lƣợng thông tin đƣợc công bố, từ đó tác động đến tình trạng bất cân xứng thông tin. Xét đến cơ chế quản lý thu nhập, nhiều nhà nghiên cứu nhận định rằng quản lý thu nhập trực tiếp ảnh hƣởng đến báo cáo tài chính và dòng tiền thu nhập trong tƣơng lai, tạo ra nguồn thông tin không cân xứng ảnh hƣởng không nhỏ đến nhận thức của nhà đầu tƣ và tính thanh khoản của chứng khoán.
  8. 2 Tuy nhiên, theo sự hiểu biết của chúng tôi về các nghiên cứu trƣớc đây, tác động của quản lý thu nhập và quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản chỉ đƣợc phân tích một cách riêng biệt nên việc xem xét kết hợp tác động của hai đặc điểm này lên tính thanh khoản thị trƣờng là rất cần thiết để hiểu rõ hơn bản chất vấn đề. Quan trọng hơn, mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và hiệu quả của cơ chế quản trị doanh nghiệp có thể bị ảnh hƣởng khi có sự hiện diện của chế độ sở hữu tập trung cao. Đây là một trong những vấn đề còn gây nhiều tranh cãi và chƣa có nhiều bằng chứng thực nghiệm rõ ràng. Những tranh luận này đã thôi thúc nhóm thực hiện đề tài nghiên cứu này nhằm kiểm định thực nghiệm về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản trên một thị trƣờng chứng khoán tồn tại chế độ sở hữu tập trung cao nhƣ Việt Nam. Đó là lý do nhóm thực hiện bài nghiên cứu: “Tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam”. Bài nghiên cứu sẽ đi sâu phân tích tác động đồng thời của hai yếu tố quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, góp phần vào lý thuyết cũng nhƣ bằng chứng thực nghiệm cho những nghiên cứu về tính thanh khoản của thị trƣờng ở nƣớc ta. 1.2. Mục tiêu nghiên cứu Nhận thức đƣợc tầm quan trọng của tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán, đặc biệt là ở thị trƣờng có chế độ tập trung sở hữu cao nhƣ Việt Nam, nhóm thực hiện bài nghiên cứu với mục tiêu chính là kiểm định tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản trên thị trƣờng chứng khoán tồn tại chế độ sở hữu tập trung cao, cụ thể là trên thị trƣờng Việt Nam. Để đạt đƣợc mục tiêu trên, nhóm thực hiện phân tích và các kiểm định thực nghiệm nhằm trả lời các câu hỏi sau: Cơ chế quản trị doanh nghiệp có tác động nhƣ thế nào lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán có chế độ sở hữu tập trung cao? Mức độ quản lý thu nhập có tác động nhƣ thế nào lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán có chế độ sở hữu tập trung cao?
  9. 3 Kết quả có gì khác biệt khi xem xét tác động đồng thời hai yếu tố này lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam? 1.3. Phƣơng pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp định lƣợng, cụ thể nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình Fixed Effect Model cho Cross-Section và GLS – Cross Section Whites để hồi quy dữ liệu nhằm xác định tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán ở Việt Nam. Kiểm định t-test và ANOVA đƣợc sử dụng đồng thời để kiểm định mức độ phù hợp của mô hình. Dữ liệu của bài nghiên cứu đƣợc thu thập từ các công ty niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh HOSE. Vì số liệu trên thị trƣờng là không sẵn có và những khó khăn trong quá trình tính toán thu thập số liệu, chúng tôi chỉ chọn những công ty có tỷ số free – float1 đƣợc công bố trên thị trƣờng. Do đó từ hơn 300 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE, 206 công ty đƣợc chọn vào mẫu trong khoảng thời gian 10 quý từ quý 3/2011 đến quý 4/2013. Số liệu trong bài nghiên cứu đƣợc lấy từ báo báo thƣờng niên, báo cáo tài chính quý tại các website www.cophieu68.vn, www.cafef.vn và www.hsx.vn. Riêng dữ liệu giá chào bán, giá hỏi mua, nhóm đƣợc công ty Vietstock cung cấp. 1.4. Ý nghĩa của đề tài 1.4.1. Ý nghĩa lý luận Bài nghiên cứu sẽ cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của quản trị doanh nghiệp cũng nhƣ quản lý thu thập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán, đóng góp thêm vào những lý thuyết còn đang đƣợc tranh luận. Đặc biệt, việc phân tích tác động kết hợp của cơ chế quản trị doanh nghiệp (đại diện bởi sự độc lập của HĐQT và Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) và mức độ quản lý thu nhập trong môi trƣờng doanh nghiệp tồn tại chế độ sở hữu tập trung cao có ý nghĩa trong việc nghiên cứu những yếu tố tác động đến tính thanh khoản của thị trƣờng chứng 1 Tỷ số free-float đƣợc gọi là tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhƣợng, tính bằng tỷ lệ khối lƣợng cổ phiếu tự do chuyển nhƣợng so với khối lƣợng cổ phiếu đang lƣu hành trên thị trƣờng. Tỷ số này đƣợc Sở giao dịch chứng khoán công bố trên thị trƣờng hằng năm.
  10. 4 khoán, nhóm nghiên cứu hy vọng kết quả của bài nghiên cứu có thể góp thêm lý luận và tài liệu tham khảo về lĩnh vực này ở Việt Nam. 1.4.2. Ý nghĩa thực tiễn Tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán là một trong những vấn đề đƣợc các nhà nghiên cứu và các nhà quản trị quan tâm, nhóm nghiên cứu hy vọng rằng kết quả của bài nghiên cứu này sẽ một lần nữa đƣa ra bằng chứng của về tác động của quản trị doanh nghiệp cũng nhƣ quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng. Thông qua đó, nhà tạo lập thị trƣờng nói chung và ban quản trị của các doanh nghiệp nói riêng có thêm hƣớng đi mới trong việc nâng cao tính thanh khoản của từng cổ phiếu cũng nhƣ toàn bộ thị trƣờng. Bên cạnh đó, việc nghiên cứu tác động động thời của cả hai yếu tố này lên tính thanh khoản góp phần không nhỏ vào công tác quản lý doanh nghiệp, xây dựng cơ cấu quản lý doanh nghiệp hợp lý và hiệu quả, nâng cao nhận thức về doanh nghiệp trong mắt nhà đầu tƣ cũng nhƣ khách hàng. 1.4.3. Bố cục bài nghiên cứu Chương 1: Giới thiệu đề tài sẽ làm rõ tổng quan về lý do chọn đề tài, mục tiêu và các câu hỏi nghiên cứu, phƣơng pháp và phạm vi nghiên cứu, cũng nhƣ giới thiệu sơ lƣợc bố cục bài nghiên cứu. Chương 2: Bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trường chứng khoán, chƣơng này trình bày, tổng hợp và phân tích các kết quả nghiên cứu trên thế giới. Từ đó, nhóm rút ra cơ sở lý luận cho nghiên cứu tại Việt Nam. Chương 3: Phương pháp nghiên cứu, chƣơng này trình bày thống kê mô tả bộ dữ liệu trong bài phân tích; mô tả biến độc lập, biến phụ thuộc trong mô hình; trình bày những đặc điểm của lý thuyết kiểm định và mô hình thực nghiệm. Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận chƣơng này trình bày kết quả thực nghiệm ở Việt Nam về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao, cụ thể là ở thị trƣờng Việt Nam. Đồng thời, nhóm cũng sẽ phân tích kết quả kiểm định.
  11. 5 Chương 5: Kết luận, phần cuối nhóm nghiên cứu sẽ thảo luận, giải thích về kết quả của bài nghiên cứu. Từ đó, phân tích những hạn chế và đề xuất những hƣớng nghiên cứu sau này.
  12. 6 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH 2.1. Cơ sở lý thuyết và phát triển giả thiết 2.1.1. Bất cân xứng thông tin và tính thanh khoản Trong lĩnh vực phân tích cũng nhƣ đầu tƣ trên thị trƣờng tài chính hiện nay, tính thanh khoản của chứng khoán nói riêng và toàn bộ thị trƣờng nói chung là một trong những vấn đề đƣợc nhiều chủ thể tham gia thị trƣờng quan tâm và các nhà khoa học đào sâu nghiên cứu. Thanh khoản thị trƣờng có liên quan đến chiều rộng, chiều sâu, sự trực tiếp và tính bền lâu (Harris, 1991) và thƣờng đƣợc xem là một trong những nhân tố tác động đến hiệu quả hoạt động của thị trƣờng. Những nghiên cứu trƣớc đây nghiên cứu về các yếu tố tác động lên tính thanh khoản khá phong phú. Đặc biệt, nhiều nghiên cứu đã phân tích tác động của bất cân xứng thông tin lên thanh khoản và về vai trò của việc công bố thông tin của doanh nghiệp cũng nhƣ chất lƣợng của thông tin đƣợc công bố ra thị trƣờng (bao gồm cả công bố liên quan đến kế toán) trong việc giảm bất cân xứng thông tin, qua đó cải thiện tính thanh khoản thị trƣờng. Ví dụ, Diamond (1985) chỉ ra rằng mức độ công bố thông tin cao hơn có xu hƣớng làm giảm động cơ thu thập thêm thông tin riêng của các nhà đầu tƣ. Trong một bối cảnh nhƣ vậy, ngƣời tạo lập thị trƣờng (market maker) cũng nhƣ ngƣời giao dịch kém hiểu biết đối mặt với vấn đề lựa chọn đối nghịch2 nhỏ hơn, điều này dẫn đến chênh lệch giá hỏi mua và giá chào bán (B_A) nhỏ hơn và hoạt động giao dịch xảy ra nhiều hơn (đây là hai yếu tố đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng sẽ đƣợc đề cập rõ hơn trong phần 2.1.2). Cụ thể, Lev (1988) đã khẳng định rằng việc giảm bất cân xứng thông tin giữa các nhà đầu tƣ có thể dẫn đến giảm chênh lệch giữa giá hỏi mua và giá chào bán trên thị trƣờng, do đó làm tăng tính thanh khoản của chứng khoán. Các nghiên cứu thực nghiệm sau đó cũng cho kết quả ủng hộ lập luận này. Ví dụ nhƣ, Diamond & Verrecchia (1991) trong bài “Disclosure, liquidity, and the cost of capital” cho thấy việc công bố thông tin để làm giảm bất cân xứng thông tin, qua đó làm tăng tính thanh khoản của chứng khoán trên thị trƣờng, kết quả là có 2 Vấn đề lựa chọn đối nghịch nói lên rằng khi có sự chênh lệch về hiểu biết, thông tin giữa các nhà giao dịch trên thị trƣờng, họ sẽ có những hành vi giao dịch khác nhau. Vấn đề lựa chọn đối nghịch càng giảm thì tính thanh khoản của thị trƣờng càng cao.
  13. 7 thể hạ thấp chi phí sử dụng vốn nhờ thu hút đầu tƣ. Công bố thông tin còn giảm khả năng nhà đầu tƣ phải gánh chịu rủi ro bởi vì công bố thông tin làm giảm bất cân xứng thông tin, trực tiếp ảnh hƣởng tới giá và tiếp đến là tỷ suất sinh lợi. Kết luận cũng tƣơng tự trong những nghiên cứu “Disclosure policy, information asymmetry, and liquidity in equity markets” của Welker (1995) và “The relation among capital markets, financial disclosure, production efficiency, and insider trading” của Baiman & Verrecchia (1996) cho rằng công bố thông tin làm giảm bất cân xứng thông tin, do đó làm tăng tính thanh khoản của chứng khoán. Đề cập đến công bố thông tin kế toán, Greenstein & Sami (1994) trong nghiên cứu “Impact of the SEC's segment disclosure requirement on Bid-Ask spreads” đã cung cấp bằng chứng về hiệu quả của việc công bố thông tin kế toán đối với chênh lệch của giá hỏi mua và giá chào bán (B_As), cụ thể là công bố thông tin thƣờng xuyên hơn sẽ làm giảm B_A. Đặc biệt, nghiên cứu này khác với nghiên cứu trƣớc đây ở điểm là nó kiểm tra tác động của quy định công bố thông tin lên thị trƣờng vi mô chứ không phải lên thu nhập hay dự báo về rủi ro. Tiếp theo, Leuz & Verrecchia (2000) cũng đã khẳng định tầm quan trọng của hệ thống chuẩn mực kế toán quốc tế trong việc giảm bất cân xứng thông tin. Bài nghiên cứu “The economic consequences of increased disclosure” đƣợc thực hiện ở Đức đã chỉ ra rằng những công ty tuân theo hệ thống chuẩn mực kế toán quốc tế, nhờ đó gia tăng mức độ cung cấp thông tin sẽ có chênh lệch giá hỏi mua và giá chào bán nhỏ hơn và doanh thu cổ phần cao hơn. Hầu hết các nghiên cứu trƣớc đây về tác động của chất lƣợng công bố thông tin lên tính thanh khoản tập trung vào các sự kiện thông tin cụ thể, chẳng hạn nhƣ các công bố thu nhập (Lee, Mucklow & Ready, 1993) hoặc thay đổi cổ tức (Bar- Yosef & Prencipe, 2012; Graham, Koski, & Loewenstein, 2006). Trong bài viết này, chúng tôi dự định phân tích tác động của “quan điểm chung” của doanh nghiệp tới sự minh bạch về thanh khoản, do đó chúng tôi không tập trung vào sự kiện thông tin cụ thể. Thay vào đó, nhóm sẽ tập trung vào sự tập trung sở hữu, đặc điểm quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập, theo đó, các yếu tố vừa nêu đƣợc sử dụng nhƣ là các chỉ số về rủi ro bất cân xứng thông tin đƣợc thị trƣờng đánh giá dựa trên cơ sở liên tục.
  14. 8 2.1.2. Chênh lệch giá hỏi mua, giá chào bán (B_A) và khối lƣợng giao dịch – Đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng Khi nghiên cứu về tính thanh khoản của thị trƣờng, nhiều yếu tố đƣợc sử dụng làm đại diện cho tính thanh khoản nhƣng tổng quan trong các nghiên cứu trƣớc đây có hai phƣơng pháp đo lƣờng tiêu biểu đƣợc sử dụng là B_A và khối lƣợng giao dịch trên thị trƣờng. 2.1.2.1. Chênh lệch giá hỏi mua, giá chào bán (B_A) Lý thuyết cho thấy rằng B_A bao gồm ba thành phần chính là chi phí thiết lập, chi phí nắm giữ hàng tồn kho, và chi phí bất cân xứng thông tin (theo Amihud & Mendelson (1980), Easley & O'Hara (1987), Glosten & Milgrom (1985); Glosten & Harris (1988), Ho & Stoll (1981. Trong đó, thành phần cuối cùng là một trong những mối quan tâm chính của nhiều nhà nghiên cứu. “Bid, ask and transaction prices in a specialist market with heterogeneously informed” của Glosten và Milgrom (1985) đã đề cập đến thành phần lựa chọn đối nghịch (tình trạng ngƣời mua hoặc ngƣời bán nắm giữ thông tin còn bên còn lại thì không có) nhƣ là một trong những yếu tố giải thích cho sự chênh lệch giữa giá hỏi mua và giá chào bán (B_As) trên thị trƣờng. “Price, trade size, and information in securities” của Easley và O'Hara (1987) đã phát triển mô hình của mình theo giả thuyết giá của chứng khoán bao gồm các yếu tố nhƣ: chi phí giao dịch, chi phí lƣu giữ hàng tồn kho và lo ngại rủi ro của các chủ thể tham gia thị trƣờng. Và kết quả cho thấy rằng với một số lƣợng lớn các nhà đầu tƣ thì sự e ngại rủi ro của mỗi ngƣời sẽ góp một phần tạo nên giá giao dịch của chứng khoán trong tƣơng lai. Trong “Estimating the components of the bid/ask spread”, Glosten & Harris (1988) thực hiện kiểm định ở thị trƣờng NYSE từ 1981 đến 1983 và kết quả đã chứng minh rằng chênh lệch B_A gồm hai thành phần chính là bất cân xứng thông tin và chi phí nắm giữ hàng tồn kho, trong đó bất cân xứng thông tin là một trong những nhân tố chính tạo nên chênh lệch B_A. Từ những kết quả thực nghiệm trên, các nhà nghiên cứu đã sử dụng chênh lệch B_A nhƣ một biến đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng. Kết quả của những nghiên cứu này ngụ ý rằng mức độ công bố thông tin cũng nhƣ chất lƣợng và nội dung của thông tin đƣợc công bố ảnh hƣởng không nhỏ đến tính
  15. 9 thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán (đại diện là chênh lệch B_A). Nhƣng cũng tồn tại bằng chứng cho thấy rằng không có sự thay đổi trong chênh lệch B_A trƣớc và sau khi công ty báo cáo thu nhập. 2.1.2.2. Khối lƣợng giao dịch Tính thanh khoản của thị trƣờng cũng đƣợc phản ánh thông qua tính nhanh chóng của hành động, thể hiện qua sự sẵn lòng mua và bán cổ phiếu của nhà đầu tƣ. Do đó, khối lƣợng giao dịch có thể đƣợc xem là một biến đại diện tốt cho tính thanh khoản của thị trƣờng. Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng mối quan hệ giữa bất cân xứng thông tin và khối lƣợng giao dịch còn chƣa rõ ràng. Những thành phần khác nhau của bất cân xứng thông tin cũng nhƣ nguyên nhân tạo nên nó đã tạo ra những hiệu ứng khác nhau lên khối lƣợng giao dịch của nhà đầu tƣ. Có lẽ vì những phức tạp này mà số lƣợng các nghiên cứu xem xét trực tiếp mối liên hệ giữa chất lƣợng thông tin và khối lƣợng giao dịch còn hạn chế. Sau đây, chúng ta sẽ cùng xem xét một số bài nghiên cứu về mối quan hệ này. Đầu tiên, ta sẽ xem xét một số bằng chứng cho thấy bất cân xứng thông tin tƣơng quan dƣơng với khối lƣợng giao dịch. Cụ thể, Kim and Verrecchia (1991) đã thực hiện bài nghiên cứu “Market liquidity and volume around earnings announcements”. Kết quả cho thấy bất cân xứng thông tin tại thời điểm công bố thông tin thu nhập cao hơn, khi đó chênh lệch giữa giá hỏi mua và giá chào bán tăng lên đồng nghĩa với tính thanh khoản của thị trƣờng giảm nhƣng mặt khác, khối lƣợng giao dịch lại tăng. Cũng có kết quả tƣơng tự nhƣ vậy, bài nghiên cứu “Trading volume reactions to annual accounting earnings announcements” của Atiase và Bamber (1994) đã thực hiện kiểm định dựa trên các báo cáo thu nhập từ năm 1980 đến 1989 ở Mỹ và chứng minh đƣợc mức độ phản ứng của nhà đầu tƣ thông qua khối lƣợng giao dịch tƣơng quan dƣơng với mức độ bất cân xứng thông tin. Những nghiên cứu về việc nắm giữ thông tin cá nhân cho rằng thông tin cá nhân có mối tƣơng quan dƣơng với khối lƣợng giao dịch tại thời gian công bố thông tin, nhiều thông tin cá nhân về thông báo của công ty đƣợc cung cấp bởi các nhà phân tích làm tăng khối lƣợng giao dịch.
  16. 10 Tuy nhiên, cũng tồn tại những bằng chứng cho thấy bất cân xứng thông tin tƣơng quan âm với khối lƣợng giao dịch. Nhƣ đã đề cập, khối lƣợng giao dịch - đại diện cho sự sẵn sàng giao dịch của nhà đầu tƣ, ảnh hƣởng đến tính thanh khoản - do đó sẽ có quan hệ nghịch biến với sự tồn tại của bất cân xứng thông tin, đồng nghĩa với việc bất cân xứng thông tin tƣơng quan âm với khối lƣợng giao dịch. Một số nhà nghiên cứu ủng hộ lập luận này nhƣ Leuz & Verrecchia (2000) trong “The economic consequences of increased disclosure” đã làm kiểm định thực nghiệm với những công ty ở có sử dụng chuẩn mực kế toán quốc tế ở Đức, chỉ ra quan hệ nghịch biến giữa tình trạng bất cân xứng thông tin và khối lƣợng giao dịch trên thị trƣờng. Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng doanh thu cổ phần làm đại diện cho khối lƣợng giao dịch, và kết quả tìm thấy chứng minh đƣợc rằng các công ty khi tăng mức độ công bố thông tin thì doanh thu cổ phần cũng cao hơn. Bên cạnh đó, một số nhà nghiên cứu đã chứng minh rằng mối quan hệ giữa bất cân xứng thông tin và khối lƣợng giao dịch là không rõ ràng và cần chú ý đến những yếu tố khác. Cụ thể, Levin (2001) trong bài nghiên cứu “Information and market for lemons” đã dựa vào mô hình lựa chọn đối nghịch và lập luận rằng khối lƣợng giao dịch tăng hay giảm phụ thuộc vào ngƣời mua và ngƣời bán ai có thông tin tốt hơn. Nếu lợi thế nằm về phía ngƣời bán thì khối lƣợng giao dịch sẽ giảm vì nhu cầu giảm. Nếu ngƣời mua có thông tin tốt hơn thì khối lƣợng giao dịch tăng vì ngƣời bán sẽ không bán ở mức giá họ không hài lòng. Vì vậy, tác động của hai hiệu ứng này sẽ làm khối lƣợng giao dịch tăng hay giảm tùy trƣờng hợp. Mặt khác, khi nghiên cứu về tác động của bất cân xứng thông tin lên khối lƣợng giao dịch, chúng ta cần quan tâm đến các nhân tố nhƣ thị hiếu của nhà đầu tƣ, mức độ e ngại rủi ro và khả năng nhà đầu tƣ phân tích, dự báo mức độ tin cậy của thông tin mà họ có đƣợc. Bài nghiên cứu “Information, trade and common knownledge” của Milgrom và Stokey (1982) và “Information asymmetry and the dealer's bid-ask spread” của Venkatesh và Chiang (1986) đã nhấn mạnh đến khả năng phân tích độ tin cậy của thông tin của các nhà đầu tƣ và kết luận nếu có đƣợc khả năng này thì họ có thể làm tăng chênh lệch B_A, nhờ đó giảm thiểu rủi ro. Chính khả năng dự báo sự bất cân
  17. 11 xứng thông tin giữa những nhà đầu tƣ có thông tin ảnh hƣởng đến khối lƣợng giao dịch. Những nghiên cứu gần đây cho rằng một trong những điều kiện tạo nên thanh khoản của chứng khoán là thời gian thực hiện đơn đặt hàng cần thiết cho một cổ phiếu nhất định, thời gian này bị ảnh hƣởng bởi khối lƣợng cổ phiếu đƣợc giao dịch. Những giao dịch có khối lƣợng lớn hàm ý một xác suất thực hiện lệnh cao hơn, từ đó có thể làm giảm chi phí giao dịch. Bằng chứng là trong “Optimal liquidity trading”, Huberman & Stanzl (2005) đã nhận định rằng khối lƣợng giao dịch là một trong những chiến lƣợc kinh doanh tối ƣu để giảm thiểu chi phí giao dịch khi xảy ra những tác động bất lợi về giá. Nhƣ đã đề cập ở trên trong phần 2.1.1, bài nghiên cứu của chúng tôi tập trung vào chất lƣợng quản trị doanh nghiệp và chất lƣợng thu nhập nhƣ là các chỉ báo khả thi cho bất cân xứng thông tin. Trong phần sau đây, chúng tôi phát triển các giả thuyết về tác động của hai đặc điểm này của doanh nghiệp lên thanh khoản thị trƣờng. 2.2. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây trên thế giới về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán. Trong phần tiếp theo của chƣơng này, nhóm nghiên cứu sẽ tổng hợp các kết quả của các nghiên cứu trƣớc đây về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chƣng khoán. 2.2.1. Quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản Lý thuyết về quản trị doanh nghiệp cho rằng tính hiệu quả của cơ chế quản trị thể hiện ở việc kiểm soát và đảm bảo nhà quản lý hành động vì lợi ích của các cổ đông, từ đó làm giảm khả năng các nhà quản lý hành động lệch khỏi mục tiêu tối đa hóa lợi ích của các cổ đông. Cơ chế quản trị doanh nghiệp đƣợc dự đoán là sẽ có ảnh hƣởng đến số lƣợng và chất lƣợng công bố thông tin của công ty ra bên ngoài. Đặc biệt, quy định quản trị doanh nghiệp hiệu quả có thể cải thiện tính minh bạch của doanh nghiệp nhờ giảm thiểu khả năng và động cơ thúc đẩy nhà quản lý giảm đi hoặc bóp méo công bố thông tin. Bằng chứng là Jensen, Fama (1983) trong nghiên cứu “Separation of
  18. 12 ownership and control” đã đƣa ra lý thuyết quản trị ở các doanh nghiệp lớn là sự tách biệt giữa “quyền sở hữu” và “quyền kiểm soát”. Bài viết phân tích sự tồn tại của các doanh nghiệp này và nhận định sự tách biệt này không những vì lợi ích về chuyên môn của nhà quản trị, khả năng gánh chịu rủi ro của doanh nghiệp mà còn giúp doanh nghiệp giảm đƣợc mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý. Các nghiên cứu trƣớc đây chỉ ra rằng cơ chế quản trị doanh nghiệp tốt hơn (ví dụ nhƣ sự độc lập của HĐQT) có xu hƣớng nâng cao chất lƣợng và tần số của thông tin đƣa ra bởi nhà quản lý, do đó làm giảm bất cân xứng thông tin. Ví dụ nhƣ “An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud”, Mark S. Beasley (1996) đã phân tích hồi quy logit mẫu số liệu gồm 75 doanh nghiệp có báo cáo tài chính trung thực và 75 doanh nghiệp có báo cáo tài chính không trung thực từ năm 1980 đến 1991 tại Mỹ. Kết quả cho thấy rằng tỷ lệ thành viên bên ngoài trong HĐQT lớn làm giảm đáng kể khả năng báo cáo tài chính là không trung thực. Trong bài, tác giả có xem xét đến ban kiểm soát nhƣng kết quả chỉ ra rằng sự hiện diện của ban kiểm soát không ảnh hƣởng đáng kể khả năng báo cáo tài chính là không trung thực. Bên cạnh đó, Charles J.P.Chen, Bikki Jaggi (2000) trong bài “Association between independent nonexecutive directors, family control and financial disclosures in Hong Kong” đã làm kiểm định thực nghiệm cho các công ty ở Hồng Kông, trong đó, một nửa là các công ty sở hữu gia đình. Kết quả bài nghiên cứu cho rằng tỷ lệ giám đốc độc lập trên tổng số thành viên HĐQT có tƣơng quan dƣơng với tính minh bạch trong báo cáo tài chính, và mối liên hệ này yếu hơn khi xét ở những công ty sở hữu gia đình. Những bài nghiên cứu này đƣợc thực hiện ở khu vực Châu Á Thái Bình Dƣơng nơi mà thông tin thƣờng đƣợc giữ bí mật, số lƣợng các công ty sở hữu gia đình chiếm số lƣợng lớn và sự phân loại công ty chƣa rạch ròi, điều này là một yếu tố không nhỏ ảnh hƣởng đến kết quả nghiên cứu. Gần đây hơn, bài nghiên cứu “The relationship between voluntary disclosure and independent directors in the presence of a dominant shareholder” của Patelli & Prencipe (2007) mở rộng quy mô mẫu với 175 công ty phi tài chính niêm yết ở Ý – đặc biệt tất cả đều có các cổ đông lớn chi phối, với một tiêu chí khắt khe hơn trong việc xác định thành viên độc lập trong HĐQT. Hai tác giả đã tìm ra mối quan hệ đồng biến giữa công bố thông tin tự nguyện và thành viên HĐQT độc lập. Trong nghiên cứu này, hai tác giả đã dùng
  19. 13 phân tích đa biến có kiểm soát các tác động từ quy mô, đòn bẩy, khả năng sinh lợi, sự phân tán quyền sở hữu để đƣa ra kết luận tốt hơn về các mối quan hệ giữa cơ chế quản trị doanh nghiệp khác nhau để làm giảm mâu thuẫn lợi ích giữa nhà quản lý với cổ đông. So với các bài nghiên cứu khác, tác giả đã có xem xét đến sự chi phối của cổ đông lớn, đây đƣợc xem nhƣ một tác động không nhỏ đến cơ chế quản trị của doanh nghiệp. Nhƣng vì sự hạn chế trong việc công bố thông tin trên thị trƣờng cũng nhƣ việc phân tích hoàn toàn dựa vào báo cáo tài chính hàng năm nên không thể mở rộng xem xét đến những cơ chế kiểm soát khác trong doanh nghiệp. Dựa vào những kết luận trên, ta có thể hy vọng rằng quản trị doanh nghiệp tốt hơn làm tăng thanh khoản thị trƣờng bằng cách giảm thành phần bất cân xứng thông tin của chênh lệch B_A. Tuy nhiên, chỉ có một vài nghiên cứu liên xem xét mối quan hệ giữa chất lƣợng quản trị doanh nghiệp với chênh lệch B_A. Cụ thể là, năm 2007, trong bài “Does good corporate governance reduce information asymmetry around quarterly earnings announcements ?”, Kanagaretnam, Lobo và Whalen đã sử dụng chênh lệch B_A là một trong hai đại diện của tính thanh khoản khi xem xét mối quan hệ với quản trị doanh nghiệp trƣớc và sau công bố lợi nhuận hằng quý trên sàn chứng khoán NYSE/AMEX. Phƣơng pháp hồi quy OLS và 2SLS đƣợc sử dụng để ƣớc lƣợng các mối quan hệ giữa những thay đổi trong thanh khoản thị trƣờng và bốn biến giải thích sau: tỉ lệ nắm giữ cổ phần của thành viên HĐQT, sự độc lập của HĐQT, cơ cấu HĐQT, hoạt động HĐQT. Kết quả chỉ ra rằng những thay đổi trong chênh lệch giá hỏi mua giá chào bán tại thời điểm thông báo thu nhập là tƣơng quan âm đáng kể với sự độc lập HĐQT, cơ cấu, hoạt động HĐQT, và tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của thành viên HĐQT. Biến đại diện thanh khoản thứ hai là quoted depth có tƣơng quan dƣơng đáng kể với các biến độc lập nói trên. Bằng chứng thực nghiệm phù hợp với giả thuyết cho rằng các công ty với mức độ quản trị doanh nghiệp cao hơn có thông tin bất cân xứng trƣớc và sau công bố thu nhập hàng quý thấp hơn. Levesque, Libby, Mathieu, và Robb (2010) cũng có kết quả tƣơng tự khi làm kiểm định cho mẫu gồm 145 công ty ở thị trƣờng chứng khoán Toronto trong bài “The effect of director monitoring on bid and ask spreads”. Đặc biệt, tác giả nhấn mạnh rằng mức độ thông tin bất cân xứng thấp hơn là do các doanh nghiệp có tỷ lệ lớn hơn thành viên độc lập trong HĐQT, tỷ lệ biểu quyết của các thành viên HĐQT càng cao thì bất cân xứng thông tin càng cao
  20. 14 nhƣng một cơ cấu quản lý tách biệt CEO – giám đốc điều hành và Chủ tịch HĐQT lại giúp giảm bất cân xứng thông tin. Cùng thời gian này, Chung, Elder, and Kim cũng đã thực hiện bài nghiên cứu “Corporate governance and liquidity” cũng trên thị trƣờng NYSE nhƣng có xem xét đến tác động của giá khi kiểm định tính thanh khoản của thị trƣờng. Kiểm định thực nghiệm đã chỉ ra rằng các công ty có quản trị doanh nghiệp tốt hơn thƣờng có tính thanh khoản thị trƣờng cao hơn (chênh lệch B_A thấp hơn, chỉ số chất lƣợng thị trƣờng cao hơn, tác động giá của giao dịch nhỏ hơn). Đặc biệt, khi sử dụng các phƣơng pháp đo lƣờng tính thanh khoản khác nhau, tác giả vẫn thu đƣợc kết quả tƣơng tự. Hầu hết các nghiên cứu trƣớc đây đều đƣợc thực hiện ở thị trƣờng sở hữu phân tán nhƣng chƣa có nghiên cứu nào xem xét mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản thị trƣờng trên thị trƣờng sở hữu tập trung. Trƣớc đây, một số lý thuyết cho thấy sự sở hữu tập trung có ảnh hƣởng đến tính thanh khoản của thị trƣờng. Cụ thể là Lev (1988) đã nhận định rằng sự hiện diện của các cổ đông lớn làm giảm tính thanh khoản trên thị trƣờng bởi vì nhà tạo lập thị trƣờng và nhà đầu tƣ có xu hƣớng nhận thức nguy cơ cao thông tin bất cân xứng. Tiếp đó, Heflin, Shaw (2000) thực hiện bài nghiên cứu “Blockholder ownership and market liquidity” với 290 công ty trong năm 1988 và cho kết quả là sự sở hữu tập trung cao làm giảm tính thanh khoản (đồng nghĩa với chênh lệch B_A cao, quoted depth nhỏ hơn và chi phí lựa chọn đối nghịch cũng cao hơn). Gần đây hơn, Brockman, Chung và Yan (2009) trong “Block ownership, trading activity, and market liquidity” với quy mô mẫu mở rộng gồm 1225 công ty từ 1996 đến 2001 đã xem xét chi tiết hiệu ứng mâu thuẫn thực3 và hiệu ứng mâu thuẫn thông tin4 trong cơ chế tồn tại các cổ đông nắm giữ số lƣợng lớn cổ phần. Khi đã kiểm soát hoạt động giao dịch của các cổ đông lớn (có thể ảnh hƣởng đến tính thanh khoản thị trƣờng), tác giả đã nhận ra các cổ đông lớn có thể tác động xấu đến thanh khoản thông qua hiệu ứng mâu thuẫn thực. Sau đó, khi tiếp tục kiểm soát hiệu ứng mâu thuẫn thực thì tồn tại một ít bằng chứng cho thấy quyền sở hữu tập 3 Hiệu ứng mâu thuẫn thực đƣợc hiểu là tác động từ chi phí giao dịch cố định và chi phí nắm giữ tới tính thanh khoản. Các nghiên cứu trƣớc đây cho rằng mâu thuẫn này làm tăng chi phí cố định trên một đơn vị cổ phiếu đƣợc giao dịch khi các cổ đông lớn ít giao dịch hơn. 4 Hiệu ứng mâu thuẫn thông tin đƣợc hiểu là sự bất cân xứng thông tin giữa cổ đông nắm giữ nhiều cổ phần và các cổ đông còn lại.
  21. 15 trung có tác động nghịch biến lên mẫu thuẫn thông tin. Bài nghiên cứu đã giúp giải thích mối quan hệ nghịch biến giữa thanh khoản thị trƣờng và sở hữu tập trung cao. Trong bối cảnh sở hữu tập trung cao, một cơ chế quản trị hiệu quả cần đƣợc chú trọng hơn vì khi đó rủi ro bất cân xứng thông tin tăng lên. Tuy nhiên, khi tồn tại quyền sở hữu tập trung cao, những cổ đông chi phối có thể ảnh hƣởng đến quyết định, chính sách của doanh nghiệp, việc bổ nhiệm Giám đốc điều hành và các thành viên HĐQT, dẫn đến hiệu quả của cơ chế quản trị doanh nghiệp trở nên ít rõ ràng hơn (Prencipe & Bar - Yosef, 2011). Vì thiếu cơ sở để định hƣớng rõ ràng mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản của thị trƣờng nên những giả thuyết của chúng tôi sẽ đƣợc xây dựng theo hình thức null (không có mối liên hệ). Giả thiết 1.a: Chất lượng quản trị doanh nghiệp không liên quan đến B_As trong bối cảnh tập trung sở hữu cao. Kỳ vọng của chúng tôi về tác động của quản trị doanh nghiệp lên khối lƣợng giao dịch dựa trên lập luận tƣơng tự với những lập luận cho chênh lệch B_A. Khi khối lƣợng bị ảnh hƣởng bởi nhận thức bất cân xứng thông tin của nhà đầu tƣ và các nhà đầu tƣ xem chất lƣợng quản trị doanh nghiệp tốt là chỉ số về rủi ro bất cân xứng thông tin, chúng ta hoàn toàn có thể mong đợi một mối quan hệ đồng biến giữa chất lƣợng quản trị doanh nghiệp và khối lƣợng giao dịch. Tuy nhiên, trong bối cảnh sở hữu tập trung cao, mối quan hệ này có thể thay đổi. Một mặt, quản trị doanh nghiệp tốt (đặc biệt là trong điều kiện HĐQT độc lập) có thể trở nên rất quan trọng để làm nhà đầu tƣ giảm cảm giác nhận thấy có sự bất cân xứng thông tin phát sinh từ thực tế là cổ đông lớn có thể có quyền truy cập thông tin tốt hơn các nhà đầu tƣ bên ngoài. Mặt khác, có thể tồn tại ảnh hƣởng của các cổ đông kiểm soát lên các quyết định của doanh nghiệp liên quan đến Giám đốc điều hành và thành viên HĐQT có thể làm giảm hiệu quả nhận thức của các cơ chế quản trị doanh nghiệp. Do đó, liên quan đến khối lƣợng, chúng tôi cũng xây dựng kỳ vọng của chúng tôi trong các hình thức null (không có mối liên hệ): Giả thiết 1.b: Chất lượng quản trị doanh nghiệp không liên quan đến khối lượng giao dịch trong bối cảnh tập trung sở hữu cao. Trong phân tích thực nghiệm, chúng tôi tập trung vào hai đặc điểm quản trị doanh nghiệp chính, cụ thể là, mức độ độc lập của HĐQT và Giám đốc điều hành có kiêm
  22. 16 nhiệm Chủ tịch HĐQT hay không. HĐQT độc lập cao hơn thƣờng gắn với chất lƣợng quản trị doanh nghiệp tốt hơn. Ngƣợc lại, Giám đốc điều hành kiêm nhiệm - cùng một cá nhân vừa là Giám đốc điều hành và cũng là Chủ tịch HĐQT - làm giảm chất lƣợng quản trị doanh nghiệp vì nó có xu hƣớng giảm khả năng giám sát của HĐQT (theo kết quả nghiên cứu của Fama và Jensen, 1983; Jensen, 1993; Kông - Hee & Buchanan, 2008; Worrell, Nemec, và Davidson, 1997). Chúng tôi sẽ trình bày thêm về hai biến đại diện này ở phần ''Biến đại diện quản trị doanh nghiệp ''. 2.2.2. Quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng Mức độ quản lý thu nhập cao hơn làm tăng sự bất cân xứng thông tin giữa bên trong và bên ngoài, vì nó làm giảm độ tin cậy của báo cáo thu nhập và tăng sự không chắc chắn cho nhà đầu tƣ về dòng tiền tƣơng lai, làm giảm chất lƣợng thu nhập. Hệ quả của việc này là làm giảm tính thanh khoản của cổ phiếu trên thị trƣờng. Trong bài nghiên cứu này, nhóm nghiên cứu đã sử dụng mức độ quản lý thu nhập nhƣ một đại diện cho chất lƣợng thu nhập của doanh nghiệp. Một số các nhà nghiên cứu đã kiểm định thực nghiệm mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng nhƣng kết quả chƣa thật sự rõ ràng. Sau đây, chúng ta sẽ cùng tìm hiểu một vài nghiên cứu tiêu biểu. Trong bài nghiên cứu “Information asymmetry and earnings management: Some evidence”, Vernon J Richardson (2000) đã dùng hai đại lƣợng để đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng là chênh lệch B_A và mức độ phân tán của dự báo thu nhập và biến đại diện cho quản lý thu nhập là mức độ dồn tích kì vọng và sự thay đổi trong tài sản ngắn hạn trên thị trƣờng NYSE. Kết quả cho thấy mối quan hệ có hệ thống giữa bất cân xứng thông tin và mức độ quản lý thu nhập của doanh nghiệp. Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng các khoản dồn tích- chênh lệch giữa chi phí và lợi nhuận (accruals) có thể điều chỉnh bất thƣờng (AWCA) dựa vào mô hình của Jones (1991). Sau này, Huimin Chung và đồng sự (2009) cũng đã sử dụng mô hình của Jones (1991) để tính các khoản dồn tích có thể điều chỉnh bất thƣờng và sử dụng biến chênh lệch B_A trung bình để ƣớc tính thanh khoản của cổ phiếu. Kết quả thực nghiệm trong nghiên cứu của họ chỉ ra rằng các công ty có quản lý thu nhập cao hơn thì thanh khoản chứng khoán thấp hơn. Cùng kết quả với nghiên cứu này, “The effect
  23. 17 of earnings management on stock liquidity of listed companies in Tehran Stock Exchange” của Fathi, Hashemi, Fizuzkuhi (2011) xem xét ảnh hƣởng của quản lý thu nhập lên thanh khoản cổ phiếu của công ty niêm yết tại thị trƣờng chứng khoán Tehran trên mẫu 81 công ty trong giai đoạn 2004 - 2009. Biến đại diện quản lý thu nhập đƣợc xác định bằng cách sử dụng mô hình Jones (1991). Phân tích thực nghiệm cho thấy rằng các công ty quản lý thu nhập có chênh lệch giá hỏi mua giá hỏi bán lớn hơn tức là thanh khoản cổ phiếu thấp hơn. Tuy nhiên cũng tồn tại những bằng chứng trái ngƣợc, ví dụ là, bài nghiên cứu “A review of the relationship between earnings management and companies’ stock liquidity” của Farzin và Tanaz (2013) xem xét mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản của chứng khoán với mẫu 93 công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Tehran 2002-2010. Trong nghiên cứu này, các biện pháp đã đƣợc sử dụng để đo lƣờng quản lý thu nhập: accruals có thể bị điều chỉnh bất thƣờng, tỷ lệ ROA, dòng tiền có thể điều chỉnh bất thƣờng, chi phí có thể điều chỉnh bất thƣờng. Kết quả chỉ ra mối quan hệ đồng biến giữa ROA và tính thanh khoản cổ phiếu công ty. Trên thực tế, có thể nói bằng cách giảm tỷ lệ lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA), tính thanh khoản cổ phiếu sẽ giảm nhƣng lại không tìm thấy mối quan hệ nào khi thay thế các phƣơng pháp đo lƣờng thanh khoản khác. “The impact of earnings management on liquidity: Case of the Tunisian Stock Market” của Riahi, Arab (2013) nghiên cứu mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và thanh khoản của thị trƣờng Tunisia, tiến hành trên một mẫu 19 công ty niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán Tunisian trong giai đoạn 1999 - 2011. Kết quả của chúng tôi chứng minh là thực sự tồn tại mối quan hệ đồng biến đáng kể giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng, nói khác hơn là việc thực hiện quản lý thu nhập làm tăng tính thanh khoản của thị trƣờng. Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng accruals có thể bị điều chỉnh (đƣợc tính toán theo mô hình của Kothari và các đồng sự 2005) là biến độc lập, biến phụ thuộc là depth (một nửa tổng khối lƣợng giao dịch tại mức giá hỏi mua và giá chào bán tốt nhất), và chênh lệch giá hỏi mua và giá hỏi bán chia cho trung bình hai giá. Tuy nhiên, Bhattacharya, Desai, và Venkataraman (2012) chỉ ra rằng chất lƣợng thu nhập ít liên hệ với chênh lệch B_A cao xung quanh thông báo thu nhập. Các tác giả đã
  24. 18 sử dụng mẫu các công ty ở thị trƣờng NYSE và NASDAQ trong bài “Does earnings quality affect information asymmetry? Evidence from trading costs”. Ngoài ra, nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây cho thấy rằng cơ chế quản trị doanh nghiệp tốt có xu hƣớng làm giảm quản lý thu nhập. “Audit committee, board of director characteristic, and earnings management” của Klein (2002) đã phát hiện ra mối quan hệ nghịch biến giữa sự độc lập của ban kiểm soát, sự độc lập của HĐQT với accruals có thể bị điều chỉnh bất thƣờng, tức là giảm tính độc lập của cơ chế quản lý sẽ làm tăng accruals có thể bị điều chỉnh bất thƣờng. Do đó, cấu trúc độc lập hơn của HĐQT sẽ giám sát tốt hơn quá trình kế toán tài chính của doanh nghiệp. Cũng có kết quả tƣơng tự, Dechow, Sloan, và Sweeny (1996) khẳng định các doanh nghiệp có xu hƣớng thực hiện quản lý thu nhập thì có nhiều khả năng HĐQT chi phối vào quá trình quản lý doanh nghiệp, hay Chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm vị trí giám đốc điều hành, hoặc cổ phần ít đƣợc nắm giữa bởi các cổ đông bên ngoài. Điều này cho thấy sau khi kiểm soát chất lƣợng quản trị doanh nghiệp, nhiều khả năng quản lý thu nhập không phải là yếu tố quyết định thanh khoản thị trƣờng. Hơn nữa, trong cơ chế sở hữu tập trung cao, các nhà quản lý đƣợc cổ đông chi phối kiểm soát tốt hơn. Điều này có thể làm giảm động cơ các nhà quản lý thực hiện chính sách quản lý thu nhập. Kết quả của nghiên cứu thực nghiệm gần đây củng cố cho lập luận này. Đầu tiên, “Founding family ownership and earnings quality” của Wang (2006) đã thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa chất lƣợng thu nhập và cơ chế sở hữu gia đình dựa trên số liệu S&P 500. Kết quả đƣa ra đƣợc một ít bằng chứng rằng các công ty sở hữu gia đình có chất lƣợng báo cáo tài chính cao hơn. Cascino, Pugliese, Mussolino, & Sansone (2010) đã thực hiện kiểm định trên mẫu gồm các công ty gia đình ở thị trƣờng chứng khoán Ý- nơi có cơ chế sở hữu tập trung cao, kết quả cho thấy rằng các công ty gia đình đƣa ra thông tin tài chính có chất lƣợng cao hơn so với những công ty khác. Đặc biệt, nghiên cứu “Corporate governance and earnings management in family-controlled companies” của Prencipe và đồng sự (2011) đã kiểm định ảnh hƣởng của quản trị doanh nghiệp đến quyết định thực hiện quản lý thu nhập ở các công ty gia đình. Tác giả đã dùng các biến tỷ lệ thành viên độc lập của HĐQT và không có CEO kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT để đại diện cho sự độc lập của
  25. 19 HĐQT, đồng thời tác giả đặc biệt quan tâm đến việc CEO có phải là thành viên gia đình hay không. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy ảnh hƣởng yếu của quản trị doanh nghiệp đến quản lý thu nhập ở công ty gia đình, kết quả tƣơng tự khi CEO là thành viên HĐQT (mặc dù không phải là Chủ tịch HĐQT). Những bằng chứng thực nghiệm trên cho thấy tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán còn chịu ảnh hƣởng của nhiều yếu tố khác, cụ thể ở đây là quản trị doanh nghiệp. Dựa trên những tranh luận ở trên, chúng tôi xây dựng các giả thuyết sau đây trong các hình thức null (không có liên hệ): Giả thiết 2.a: Quản lý khoản thu nhập không liên quan với chênh lệch B_A trong bối cảnh tập trung quyền sở hữu cao. Trong trƣờng hợp của khối lƣợng giao dịch, nhà tạo lập thị trƣờng dự kiến sẽ ít chú ý đến báo cáo tài chính của doanh nghiệp. Quản lý thu nhập đóng vai trò trong quyết định giao dịch của nhà đầu tƣ có thể đƣợc lý giải một cách phù hợp hơn. Thật vậy, các nhà đầu tƣ có thể giao dịch trên cổ phiếu dựa theo báo cáo và kiến nghị của các nhà phân tích tài chính. Khi nhà phân tích tài chính xem xét quản lý thu nhập là một chỉ số rủi ro bất cân xứng thông tin hàng đầu và vƣợt hơn cả đặc điểm quản trị doanh nghiệp, sẽ có một mối liên hệ nghịch biến (gián tiếp) giữa mức độ quản lý thu nhập và khối lƣợng giao dịch. Tuy nhiên, mối quan hệ này còn chƣa rõ ràng. Quản lý thu nhập tăng sự không chắc chắn cho nhà đầu tƣ về dòng tiền trong tƣơng lai của doanh nghiệp, điều này có thể tăng bất đồng giữa các nhà đầu tƣ bởi nó tạo ra sự khác biệt trong niềm tin, nhận thức theo sau công bố thông tin kế toán của công ty. Ví dụ, một nghiên cứu thực nghiệm gần đây cho thấy một mức độ thấp hơn bảo thủ trong báo cáo tài chính (có thể đƣợc coi là một đại diện cho chất lƣợng thu nhập) có xu hƣớng làm tăng sự bất đồng nhà đầu tƣ sau khi công bố lợi nhuận (D' Augusta, Bar- Yosef, & Prencipe, 2012 ). Dựa trên mạch lý luận này, quản lý các khoản thu nhập có thể dẫn đến một khối lƣợng giao dịch cao hơn (chứ không phải thấp hơn). Một lần nữa, do không có định hƣớng rõ ràng trong mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và khối lƣợng giao dịch, giả thuyết của chúng tôi đƣợc xây dựng theo hình thức null (không liên hệ) nhƣ sau: Giả thiết 2.b: Quản lý khoản thu nhập không liên quan đến khối lượng giao dịch trong một bối cảnh tập trung sở hữu cao.
  26. 20 Bảng 2.1. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây Bài nghiên cứu Tác giả Năm Phƣơng pháp Biến tiêu biểu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu Jensen và 1983 Separation of Giải thích sự tồn tại sự tách biệt Fama ownership and giữa quyền sở hữu và quyền kiểm control soát trong doanh nghiệp là vì lợi ích cho chuyên môn nhà quản lý, khả năng gánh chịu rủi ro của doanh nghiệp và giúp doanh nghiệp giảm mâu thuẫn lợi ích giữa cổ đông và nhà quản lý. Mark S. 1996 Phân tích hồi quy logit Outside (số lƣợng giám Tỉ lệ thành viên bên ngoài trong An empirical analysis Beasley cho mẫu dữ liệu 150 công đốc gia đình), HĐQT cao sẽ giảm đƣợc khả năng of the relation ty giai đoạn 1980-1991, BLOCKHLD (tỉ lệ cổ báo cáo tài chính của doanh nghiệp between the board of với tỉ lệ công ty có báo phần của cổ đông đa số là không trung thực. director composition cáo tài chính trung thực và chiếm ít nhất 5% cổ and financial không trung thực là 50:50) phần), tỉ lệ thành viên statement fraud độc lập trong HĐQT,
  27. 21 Association between Charles J.P. Tỷ lệ thành viên độc lập Tỷ lệ thành viên độc lập trong 2000 Mô hình hồi quy OLS cho independent Chen và Bikki trong HĐQT, SCORE HĐQT có tƣơng quan dƣơng với mẫu dữ liệu 87 công ty lớn nonexecutive Jaggi (đại diện cho tính toàn tính toàn diện của thông tin tài tại Hong Kong directors, family diện của thông tin tài chính đƣợc công bố, và mối liên hệ control and financial chính đƣợc công bố), vốn này ở các công ty gia đình ít ý disclosures in Hong hóa thị trƣờng, nghĩa hơn so với các công ty không Kong phải công ty gia đình. 2007 Phƣơng pháp hồi quy đa Mức độ công bố thông Tỉ lệ thành viên độc lập trong The relationship Patelli & biến cho mẫu dữ liệu 175 tin, quy mô, đòn bẩy, khả HĐQT tƣơng quan dƣơng với between voluntary Prencipe công ty phi tài chính niêm năng sinh lợi ROI, áp lực lƣợng thông tin đƣợc cung cấp disclosure and yết ở Ý năm 2002 lao động và biến đại diện trong các báo cáo tài chính hàng independent directors cho sở hữu phân tán (tính năm. in the presence of a bằng tỉ lệ cổ phần của cổ dominant đông sở hữu ít hơn 2% shareholder tổng vốn cổ phần), Kanagaretnam, 2007 Mô hình hồi quy OLS và Chênh lệch giá chào bán Công ty với mức độ quản trị doanh Does good corporate Lobo và 2SLS với mẫu dữ liệu của và giá hỏi mua; quoted nghiệp cao hơn có thông tin bất cân governance reduce Whalen 345 công ty depth5; tỉ lệ nắm giữ cổ xứng xung quanh thông báo thu information phần của thành viên nhập hàng quý ít hơn. asymmetry around 5 Quoted depth = Tổng khối lƣợng cổ phiếu sẵn sàng tại mức giá chào bán và tại mức giá hỏi mua
  28. 22 quarterly earnings HĐQT; sự độc lập, cơ announcements? cấu, hoạt động của HĐQT, Chung, Elder, 2010 Sử dụng mô hình hồi quy Corporate Chênh lệch giá bid giá Doanh nghiệp đƣợc quản trị tốt hơn and Kim OLS cho mẫu dữ liệu gồm governance and ask, chỉ số chất lƣợng thị có tính thanh khoản của cổ phiếu các công ty trên sàn liquidity trƣờng, giá cổ phần, khối cao hơn (chênh lệch giá chào bán NYSE/AMEX và lƣợng giao dịch, quy mô và giá hỏi mua nhỏ hơn, chỉ số chất NASDAQ doanh nghiệp, lƣợng thị trƣờng cao hơn, tác động giá của các giao dịch nhỏ hơn, và xác suất thấp hơn của giao dịch dựa trên thông tin) Heflin, Shaw 2000 Phân tích hồi quy đa biến Chênh lệch giá bid giá Doanh nghiệp có mức độ sở hữu Blockholder cho mẫu dữ liệu 260 công ask, quoted depth, tỉ lệ bởi cổ đông chi phối cao - bất kể cổ ownership and ty trên sàn NYSE nắm giữ cổ phần của cổ đông chi phối có quản lý doanh market liquidity đông chi phối, nghiệp không - sẽ làm giảm tính thanh khoản của cổ phiếu. 2009 Phƣơng pháp hồi quy dữ Block ownership, Brockman, Chênh lệch giá bid giá Có hai hiệu ứng mà sở hữu bởi cổ liệu chéo cho các công ty trading activity, and Chung và Yan ask, quoted depth, vốn đông chi phối tác động lên tính niêm yết trên sàn market liquidity hóa thị trƣờng, giá cổ thanh khoản của cổ phiếu là: hiệu NYSE/AMEX giai đoạn phần, biến đại diện cho ứng mâu thuẫn thực và hiệu ứng
  29. 23 1996 – 2001 sở hữu bởi cổ đông chi mâu thuẫn thông tin. Nhƣng khi phối, kiểm soát mâu thuẫn thực, cơ chế sở hữu bởi cổ đông chi phối không mối liên hệ với mâu thuẫn thông tin. 2000 Mô hình hồi quy 2SLS Chênh lệch giá bid giá Kết quả cho thấy mối quan hệ đồng Information Vernon J cho mẫu dữ liệu gồm các ask, độ phân tán của các biến giữa mức độ bất cân xứng asymmetry and Richardson công ty niêm yết trên sàn dự báo của nhà phân tích, thông tin và mức độ quản lí thu earnings NYSE giai đoạn 1988 – MAA - đại diện cho kế nhập. management: Some 1992 toán dồn tích đƣợc quản evidence lý tính theo mô hình của Jone (1991) 2011 Mô hình hồi quy dữ liệu Chênh lệch giá bid giá Doanh nghiệp thực hiện quản lý thu The effect of earnings Fathi, cho mẫu số liệu 81 công ty ask, biến DA đại diện nhập nhiều có chênh lệch giá bid management on stock Hashemi, giai đoạn 2004 – 2009 trên cho mức độ quản lý thu giá ask cao hơn, do đó tính thanh liquidity of listed Fizuzkuhi thị trƣờng chứng khoán nhập, giá trị thị trƣờng, khoản của cố phiếu trên thị trƣờng companies in Tehran Tehran thấp. Stock Exchange 2012 Phƣơng pháp hồi quy dữ Biến đo lƣờng quản lý Chất lƣợng thu nhập kém làm gia Does earnings quality Bhattacharya, liệu chéo cho mẫu các thu nhập FLOS (2005), tăng đáng kể bất cân xứng thông affect information Desai và công ty niêm yết trên sàn giá chứng khoán, vốn hóa tin, đặc biệt tại thời điểm xung asymmetry? Evidence Venkataramn NYSE and NASDAQ từ thị trƣờng, khối lƣợng quanh các công bố thu nhập.
  30. 24 from trading costs 1997 đến 2006 giao dịch hàng ngày, quy mô giao dịch hàng ngày, 2013 Các biến đo lƣờng quản Mối quan hệ đồng biến giữa ROA A review of the Farzin và Mô hình hồi quy dữ liệu lý thu nhập: acrruals có và tính thanh khoản của cổ phiếu relationship between Tanaz bảng 93 thể bị điều chỉnh bất công ty, mối quan hệ của các biến earnings management Các công ty niêm yết trên thƣờng, ROA, dòng tiền đo lƣờng quản lý thu nhập khác với and companies’ stock sàn Tehran từ 2002 đến có thể bị điều chỉnh bất tính thanh khoản của cổ phiếu công liquidity 2010 thƣờng, chi phí có thể bị ty không đáng kể. điều chỉnh, doanh thu cổ phần, độ lệch chuẩn lợi nhuận hàng ngày, trung bình giá đóng cửa hàng ngày, 2013 Mối tƣơng quan dƣơng giữa quản The impact of Riahi, Arab Hồi quy dữ liệu bảng cho Chênh lệch giá bid giá lý thu nhập và tính thanh khoản của earnings management mẫu dữ liệu 19 công ty ask tƣơng đối, khối lƣợng cổ phiếu công ty trên thị trƣờng. on liquidity: Case of niêm yết trên sàn chứng giao dịch, giá cổ phiếu, the Tunisian Stock khoán Tunis giai đoạn lợi nhuận cố phiếu, Market 1999 – 2011 depth, 2002 Phƣơng pháp hồi quy đa Accruals bất thƣờng, tỉ lệ Bài nghiên cứu tìm ra mồi tƣơng Audit committee, Klein biến cho mẫu dữ liệu 692 thành viên bên ngoài quan âm giữa sự độc lập của ban board of director
  31. 25 characteristic, and công ty niêm yết ở Mỹ trong ban kiểm soát, tỉ lệ kiềm soát và accruals bất thƣờng, earnings management 1992 – 1993 thành viên bên ngoài mối tƣơng quan dƣơng giữa sự độc trong Hội đồng quản lập của hội đồng quản trị và trị, accruals bất thƣờng. 2006 Mô hình hồi quy fixed Accruals bất thƣờng, biến Công ty sở hữu gia đình sẽ có chất Founding family Wang effect với mẫu dữ liệu các đại diện cho tính thông lƣợng thu nhập cao hơn. ownership and công ty S&P 500 từ 1994 tin của thu nhập, khoản earnings quality – 2002 lỗ tạm thời, 2011 Tác động của sự độc lập của Hội Corporate Prencipe và Mô hình Tobit cho mẫu dữ Tỉ lệ thành viên độc lập đồng quản trị lên quản lý thu nhập governance and đồng sự liệu các công ty niêm yết trong HĐQT, CEO kiêm là yếu hơn trong công ty quản lý earnings management trên sàn chứng khoán nhiệm chủ tịch HĐQT, gia đình, trong trƣờng hợp CEO là in family - controlled Milan (MSE) từ 2003 đến AWCA, thành viên gia đình. companies 2004 Phần tiếp theo của bài nghiên cứu chúng tôi sẽ trình bày phương pháp nghiên cứu, cũng như mẫu dữ liệu, cách thức xây dựng biến và mô hình thực nghiệm đã sử dụng khi thực hiện bài nghiên cứu này.
  32. 26 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Bài nghiên cứu này thực hiện bằng phƣơng pháp định lƣợng trong đó nhóm nghiên cứu đã tiến hành các bƣớc kiểm định nhƣ sau: Bƣớc 1: Kiểm định giả thiết cơ sở Bƣớc 2: Kiểm định lựa chọn mô hình Bƣớc 3: Chạy mô hình và kiểm định sự phù hợp của mô hình tổng thể Bƣớc 4: Thống kê mô tả Bƣớc 5: Phân tích tƣơng quan Bƣớc 6: Phân tích hồi quy 3.1. Phƣơng pháp nghiên cứu Thông qua mô hình kiểm định vi phạm giả thuyết cơ sở (tự tƣơng quan, phƣơng sai thay đổi, đa cộng tuyến) và kiểm định lựa chọn mô hình (Hausman test, Likelihood Ratio test) chúng tôi đã chọn mô hình Fixed effect model cho Cross-section và GLS – Cross section Whites là phù hợp nhất trong ba mô hình Pooled OLS regression, Fixed effect model (FEM), Random effect model (REM) để hồi quy dữ liệu bảng. Dựa vào phần mềm Eview và Stata bài nghiên cứu thực hiện đồng thời phân tích đơn biến và đa biến nhằm xem xét tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản trong môi trƣờng sở hữu tập trung cao tại Việt Nam. Sau đây chúng tôi sẽ cụ thể hóa quy trình kiểm định trong bài nghiên cứu này. 3.1.1. Quy trình kiểm định lựa chọn mô hình 3.1.1.1. Kiểm định giả thiết cơ sở Nhằm đảm bảo mô hình không có sự vi phạm giả thiết cơ sở của phân tích hồi quy, chúng tôi đã lần lƣợt thực hiện 3 kiểm định cơ bản: Kiểm định đa cộng tuyến, tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi. Kiểm định đa cộng tuyến đƣợc thực hiện để kiểm tra có hay không trƣờng hợp một biến giải thích nào đó có tƣơng quan với một số biến giải thích khác (hiện tƣợng đa cộng tuyến). Theo đó,chúng tôi sử dụng hệ số tƣơng quan giữa các biến để kiểm tra (nếu trị tuyệt đối của các biến lớn hơn 0.8 và có ý nghĩa thông kê thì có nhiều khả năng mô hình xảy ra hiện tƣợng đa công tuyến)
  33. 27 Kiểm định tự tƣơng quan đƣợc thực hiện cho dữ liệu chuỗi thời gian để kiểm tra sự tƣơng quan giữa các phần dƣ. Chúng tôi tiến hành kiểm định Durbin-Watson và dựa trên lý thuyết dƣới đây để đƣa ra kết luận. Nếu giá trị d trong kiểm định DW: 1 p-value thì giả thiết H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là mô hình Fixed effect phù hợp hơn mô hình Random effect. Lựa Thực hiện Xét hai mô hình : chọn kiểm định OLS: Yi,t= Pooled Likelihood FEM: Yi,t= OLS và FEM Giả thuyết kiểm định :
  34. 28 H0 : = = = = . = =0 H1 : Ít nhất có một ≠ Nếu α > p-value thì giả thiết H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là mô hình Fixed effect phù hợp hơn mô hình Random effect 3.1.2. Giới thiệu mô hình tác động cố định (Fixed Effect Model) Mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển không có hệ số cắt đƣợc xác định bởi phƣơng trình sau: Yi,t= (OLS). Trong đó: Yi,t là giá trị của Y cho đối tƣợng i ở thời điểm t, là giá trị của cho đối tƣợng i ở thời điểm t, u là sai số của đói tƣợng i ở thời điểm t. Mô hình hồi quy tác động cố định là một dạng mở rộng của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển, đƣợc cho bởi phƣơng trình sau: Yi,t= (FEM). Trong đó = là sai số của mô hình hồi quy tuyến tính đƣợc tách làm hai thành phần. Thành phần đại diện cho các yếu tố không quan sát đƣợc khác nhau giữa các đối tƣợng nhƣng không thay đổi theo thời gian. Thành phần đại diện cho những yếu tố không quan sát đƣợc khác nhau giữa các đối tƣợng và thay đổi theo thời gian. Nhƣ vậy, ngoài việc chỉ ra sự ảnh hƣởng đồng thời của các công ty đƣợc xét trong mẫu thì kết quả đƣợc hồi quy từ mô hình FEM còn cho thấy đƣợc những tác động riềng lẻ tồn tại trong mỗi sai số của từng công ty. Điều đó làm củng cố hơn mục tiêu nghiên cứu của chúng tôi. 3.1.3. Kiểm định sự phù hợp của mô hình tổng thể Để kiểm định giả thuyết thống kê và sự phù hợp của mô hình tổng thể, chúng tôi thực hiện hai kiểm định cuối cùng. Kiểm định hệ số của các biến giải thích (βi) H0 : hệ số không có ý nghĩa thống kê
  35. 29 H1 : hệ số không có ý nghĩa thống kê Nếu α > p-value thì giả thiết H0 bị bác bỏ, hay nói cách khác là biến đƣợc kiểm định tác động tới dự trữ tiền mặt có ý nghĩa thống kê. Kiểm định sự phù hợp của mô hình (ANOVA) đƣợc thực hiện để kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mô hình tổng thể, chúng tôi thực hiện tuần tự với các tham số ƣớc lƣợng của cả 8 mô hình với các giả thuyết nhƣ sau: H0 : = = = = = = ( = ) = 0 H1 : Ít nhất có một ≠ 0 Mô hình tổng thể có ý nghĩa thì ít nhất một trong các hệ số phải khác 0. Điều đó có nghĩa là ít nhất một trong những tham số phải có mối tƣơng quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc. Giá trị đƣợc dùng để kiểm định là giá trị F. Kiểm định này nhằm đảm bảo cho việc phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính mẫu với các hệ số tìm đƣợc vẫn có giá trị khi suy diễn ra mô hình thực cho tổng thể. Để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể, ta sử dụng Sig.F để làm căn cứ cho việc chấp nhận hay bác bỏ giả thiết : Sig.F : mô hình không có ý nghĩa 3.2. Dữ liệu và mẫu Để kiểm định tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản ở thị trƣờng chứng khoán Việt Nam nhóm nghiên cứu đã chọn ra 206 công ty thuộc tất cả các nhóm ngành. Mẫu đƣợc lựa chọn là các công ty hoạt động liên tục trong khoảng thời gian nghiên cứu và đƣợc niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HOSE). Vì những hạn chế về mặt số liệu nhƣ biến đại diện cho tính thanh khoản (B_A) chỉ có thể thu thập trong khoảng thời gian ngắn từ 2011 đến nay, hay thông tin về thành viên Hội đồng quản trị và Ban giám đốc ở Việt Nam những năm trƣớc đây còn nhiều hạn chế và việc thu thập số liệu bằng tay gặp nhiều khó khăn nên chúng tôi đã thu thập mẫu theo quý từ quý 3/2011 đến quý 4/2013. Mẫu
  36. 30 cuối cùng gồm 2060 quan sát trong khoảng thời gian 10 quý. Danh sách các công ty đƣợc chọn vào mẫu đƣợc trình bày rõ ở phần mục lục. Dữ liệu về tính thanh khoản của thị trƣờng đƣợc thu thập từ các website www.cafef.com.vn , www.cophieu68.com.vn , www.hsx.com.vn . Ngoài ra để tính toán các biến đại diện cho quản trị doanh nghiệp cũng nhƣ quản lý chúng tôi đã sử dụng báo cáo tài chính hằng quý và báo cáo thƣờng niên đã đƣợc kiểm toán của tất cả các công ty. Nhóm nghiên cứu đã thu thập dữ liệu của các công ty thuộc 10 ngành là : Nông nghiệp, Bất động sản và xây dựng, Tài chính, Năng lƣợng, Hàng tiêu dùng, Nguyên vật liệu, Dịch vụ, Công nghiệp, Y tế, Công nghệ. Dƣới đây là bảng thống kê số lƣợng công ty thuộc các ngành. Bảng 3.2. Bảng tổng hợp thống kê mẫu STT Ngành Số lƣợng công ty Tỉ lệ phần trăm 1 Nông nghiệp 29 14.08% 2 Bất động sản và xây dựng 68 33.01% 3 Tài chính 6 2.91% 4 Năng lƣợng 18 8.74% 5 Hàng tiêu dùng 20 9.71% 6 Nguyên vật liệu 15 7.28% 7 Dịch vụ 16 7.77% 8 Công nghiệp 24 11.65% 9 Y tế 8 3.88% 10 Công nghệ 2 0.97% Tổng 206 100.00% 3.3. Xây dựng biến 3.3.1. Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam
  37. 31 Ở Việt Nam, giao dịch chứng khoán chủ yếu đƣợc giao dịch ở thị trƣờng tập trung tức là thực hiện giao dịch tại một địa điểm tập trung - sàn giao dịch hay qua hệ thống mạng thông tin máy tính điện tử do các thành viên của Sở Giao dịch Chứng khoán thực hiện. Các chứng khoán đƣợc giao dịch tại Sở Giao dịch Chứng khoán thông thƣờng là chứng khoán của các công ty có uy tín, công ty lớn đáp ứng đủ điều kiện hay tiêu chuẩn niêm yết. Sự hỗ trợ của khoa học công nghệ và quá trình giám sát của cơ quan chức năng là một trong những yếu tố giúp hạn chế hiện tƣợng bất cân xứng thông tin cũng nhƣ thúc đẩy quá trình giao dịch trên thị trƣờng diễn ra nhanh chóng và hiệu quả hơn. Thị trƣờng ở nƣớc ta hiện nay bao gồm phần lớn các doanh nghiệp vừa và nhỏ, trong bài nghiên cứu này để xem xét tác động của các yếu tố quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản, nhóm nghiên cứu đã phân loại thị trƣờng chứng khoán nhƣ sau: Phân khúc thứ nhất là những những công ty có giá trị vốn hóa lớn hơn 1.000 tỷ đƣợc kí hiệu là phân khúc LarMidcap Phân khúc thứ hai là những công ty có giá trị vốn hóa lớn nhỏ hơn 1.000 tỷ và tỷ số free- float ít nhất 35% , đƣợc kí hiệu là phân khúc Smallcap1 Phân khúc thứ ba là những chứng khoán có giá trị vốn hóa lớn 1.000 tỷ và tỷ số free-float nhỏ hơn 35% , đƣợc kí hiệu là phân khúc Smallcap2 Để đảm bảo tính bền vững và tính hợp lí của kết quả kiểm định ở thị trƣờng chứng khoán của Việt Nam, trong bài nghiên cứu này chúng tôi đã đƣa vào mô hình hai biến giả đặc trƣng cho phân khúc thị trƣờng ở nƣớc ta. Biến giả thứ nhất là Smallcap1, nhận giá trị là 1 nếu công ty nằm ở phân khúc thứ 2 trong bảng phân loại, nhận giá trị 0 cho các trƣờng hợp ngƣợc lại. Biến giả thứ hai là Smallcap2, nhận giá trị là 1 nếu công ty nằm ở phân khúc thứ 3 trong bảng phân loại, nhận giá trị 0 cho các trƣờng hợp ngƣợc lại. 3.3.2. Biến phụ thuộc
  38. 32 Với mục tiêu là tìm hiểu tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao,trong nghiên cứu này chúng tôi sử dụng hai biến đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng đó là chênh lệch giá giữa giá chào mua và giá chào bán (B_A) và khối lƣợng giao dịch (Volume) 3.3.2.1. Chênh lệch giá hỏi mua và giá chào bán (B_A) B_A đƣợc xác định bằng sự chênh lệch giữa giá mà nhà đầu tƣ chào bán chứng khoán và giá mà nhà đầu tƣ khác sẵn lòng mua. Chênh lệch này phụ thuộc vào chi phi phát sinh do việc nắm giữ cổ phiếu và nhận thức về rủi ro kinh doanh của mỗi nhà đầu tƣ (Amihud & Mendelson, 1986; Stoll, 1989). Ngoài ra, chi phí lựa chọn đối nghịch tạo nên chênh lệch B_A lớn hơn vì thực tế nhà đầu tƣ tham gia thị trƣờng sẵn lòng chi trả cho những thông tin chắc chắn, làm giảm tính thanh khoản của chứng khoán trên thị trƣờng (Glosten, 1994). Nghiên cứu thực nghiệm cũng cho thấy rằng B_As lớn hơn thƣờng bao hàm thông tin bất đối xứng hơn giữa các nhà đầu tƣ có thông tin và không có thông tin, đồng thời, tạo ra chi phí vốn cao hơn cho các công ty làm tăng chi phí để mua và bán cổ phiếu trên thị trƣờng (ví dụ, Amihud & Mendelson, 1986). Do đó, chênh lệch B_A đƣợc xem là yếu tố đo lƣờng tính than;h khoản của thị trƣờng chứng khoán. Theo (Callahan et al., 1997) để khắc phục vấn đề phi tuyến trong B_A và cho phép so sánh dữ liệu chéo giữa các công ty trong mẫu, chúng tôi đã sử dụng chỉ số midquote để tính toán tỷ số đại diện cho chênh lệch giữa giá chào mua và giá hỏi bán của chứng khoán trên thị trƣờng. Chênh lệch này đƣợc tính toán theo công thức: Trong đó : AskPrice là giá chào bán, BidPrice là giá hỏi mua của nhà đầu tƣ trên thị trƣờng và i, t lần lƣợt là chứng khoán của công ty i trong quý t.
  39. 33 3.3.2.2. Khối lƣợng giao dịch Giao dịch trên thị trƣờng xảy ra khi ngƣời mua và ngƣời bán có những ý kiến khác nhau về giá trị nội tại của chứng khoán đó, khối lƣợng giao dịch là một trong những chỉ số thể hiện đƣợc sự sẵn lòng mua và bán chứng khoán của những nhà đầu tƣ trên thị trƣờng. Một khối lƣợng cao hơn trong đơn đặt hàng có thể có xác suất khớp lệnh cao hơn, đồng thời rút ngắn thời gian cần thiết để thực hiện đơn đặt hàng cho một chứng khoán (Bar-Yosef & Prencipe, 2012; Ready, 1999). Đây cũng là một trong những điều kiện tạo nên tính thanh khoản cho chứng khoán, chính vì vậy trong những nghiên cứu trƣớc đây khối lƣợng giao dịch đƣợc sử dụng nhƣ là một biến đại diện cho tính thanh khoản của thị trƣờng. Bên cạnh đó ngƣời ta cho rằng khối lƣợng giao dịch đƣợc sử dụng nhƣ một chiến lƣợc kinh doanh tối ƣu để giảm thiểu chi phí giao dịch (liên quan đến những tác động bất lợi về giá nhƣ nghiên cứu của Huberman & Stanzl, 2005) Trong nghiên cứu của chúng tôi khối lƣợng giao dịch đƣợc sử dụng là một biến đại diện cho tính thanh khoản và đƣợc tính theo công thức: Trong đó : i, t lần lƣợt là chứng khoán của công ty i trong quý t 3.3.3. Biến giải thích 3.3.3.1. Biến đại diện cho lý thu nhập Các nghiên cứu trƣớc đây đã sử dụng một số phƣơng pháp khác nhau để ƣớc tính mức độ quản lý thu nhập của một doanh nghiệp, nhƣ mô hình Jones (1991) hay mô hình sửa đổi Jones (Dechow, Sloan, và Sweeny, 1995; Kothari, Leone, và Wasley, 2005) nhƣng những mô hình này không chính xác nếu kiểm định cho một số lƣợng quan sát nhỏ, DeFond và Park (2001), Prencipe và đồng sự (2011) đã đề nghị áp dụng các AWCA làm một biến đại diện cho mức độ quản lý thu nhập. AWCA đƣợc định nghĩa là sự khác biệt giữa vốn lƣu động thực hiện và vốn lƣu động dự kiến cần thiết để duy trì doanh số bán hàng hiện nay và đƣợc tính toán theo công thức: [( ) ]
  40. 34 Trong đó: là doanh số bán hàng quý t WCt ngụ ý cho vốn lƣu động không bằng tiền trong quý tính bằng công thức: WCt = [(Tài sản ngắn hạn - Đầu tƣ ngắn hạn - Tiền) - (Nợ phải trả - Nợ ngắn hạn)] Sử dụng AWCA để đại diện cho mức độ quản lý doanh nghiệp không chỉ có thể sử dụng cho một mẫu dữ liệu có các quan sát hạn chế mà còn đƣợc các nhà đầu tƣ đánh giá là một chỉ số đại diện tốt cho mức độ quản lý thu nhập của doanh nghiệp. 3.3.3.2. Biến đại diện cho chất lƣợng quản trị doanh nghiệp Chất lƣợng quản trị doanh nghiệp là một trong những yếu tố tác động đến mức độ bất cân xứng thông tin giữa các chủ thể tham gia vào thị trƣờng vốn vì nó ảnh hƣởng đến nhận thức của nhà đầu tƣ về tính minh bạch của công ty cũng nhƣ đánh giá của họ về tình hình hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Từ đó gián tiếp ảnh hƣởng đến tính thanh khoản của chứng khoán trên thị trƣờng. Để đo lƣờng chất lƣợng quản trị doanh nghiệp các nghiên cứu trƣớc đây đã sử dụng mức độ độc lập của Hội đồng quản trị (Indep) và giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị (CEO dual). Mức độ độc lập của Hội đồng quản trị ƣớc tính tỷ lệ thành viên hội đồng quản trị độc lập trên tổng số thành viên của Hội đồng quản trị. Thành viên Hội đồng quản trị độc lập6 đƣợc quy định rõ tại Luật Doanh Nghiệp Việt Nam yêu cầu phải độc lập trong quan hệ nhân thân và độc lập trong quan hệ về sở hữu và kinh tế. Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng Hội đồng quản trị độc lập có thể đƣa ra những quyết định độc lập hơn, giảm thiểu bất cân xứng thông tin, giảm các vấn đề tiêu cực trong công tác 6 “ Là thành viên Hội đồng quản trị không điều hành và không phải là người có liên quan với Giám đốc (Tổng giám đốc), Phó giám đốc (Phó tổng giám đốc), Kế toán trưởng và những cán bộ quản lý khác được Hội đồng quản trị bổ nhiệm.Không phải là thành viên Hội đồng quản trị, Giám đốc (Tổng giám đốc), Phó giám đốc (Phó tổng giám đốc) của các công ty con, công ty liên kết, công ty do công ty đại chúng nắm quyền kiểm soát. Không phải là cổ đông lớn hoặc người đại diện của cổ đông lớn hoặc người có liên quan của cổ đông lớn của công ty.Không làm việc tại các tổ chức cung cấp dịch vụ tư vấn pháp luật, kiểm toán cho công ty trong hai năm gần nhất.Không phải là đối tác hoặc người liên quan của đối tác có giá trị giao dịch hằng năm với công ty chiếm từ ba mươi phần trăm trở lên tổng doanh thu hoặc tổng giá trị hàng hóa, dịch vụ mua vào của công ty trong hai năm gần nhất.”
  41. 35 quản lý doanh nghiệp. Bên cạnh đó, Hội đồng quản trị độc lập có khả năng giám sát tốt hơn và có thể nâng cao chất lƣợng báo cáo tài chính . Ngoài ra, giám đốc độc lập có thể đƣợc nhà đầu tƣ đánh giá là một yếu tố đặc biệt quan trọng trong kiềm chế hành động vì lợi ích cá nhân của nhà quản lý, do đó giảm thiểu các vấn đề rủi ro đạo đức . Do đó, một mức độ cao hơn của Hội đồng quản trị độc lập dự kiến sẽ gây ra sự bất đối xứng thấp hơn nhận thức của thông tin. Chỉ số thứ hai dùng để đo lƣờng mức độ độc lập của Hội đồng quản trị là Giám đốc điều hành kiêm nhiệm, tức là Giám đốc điều hành của công ty cũng chính là Chủ tịch Hội đồng quản trị. Điều này làm giảm tính độc lập của Hội đồng quản trị, có thể làm nhà đầu tƣ đánh giá nhƣ một dấu hiệu của hệ thống quản trị doanh nghiệp yếu hơn và gia tăng vấn đề đạo đức nghề nghiệp của nhà quản lý. Do đó có thể dẫn đến tình trạng bất cân xứng thông tin cao hơn. Biến Giám đốc điều hành kiêm nhiệm (Dual) là biến giả, gán giá trị 1 nếu Giám đốc điều hành của công ty cũng chính là Chủ tịch Hội đồng quản trị, giá trị 0 cho trƣờng hợp ngƣợc lại. Thông tin về Hội đồng quản trị độc lập và Giám đốc điều hành kiêm nhiệm đƣợc thu thập từ báo cáo thƣờng niên của các công ty. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ ý tƣởng rằng Hội đồng quản trị độc lập và Giám đốc điều hành không kiêm nhiệm có liên quan đến một cơ chế quản trị doanh nghiệp tốt hơn (ví dụ, Fama và Jensen, 1983; Jensen, 1993; Kông - Hee & Buchanam , 2008 ; Lee và cộng sự, 1992; . Worrell và cộng sự, 1997). Nhƣng chƣa có những bằng chứng rõ ràng về vấn đề này trong cơ chế sở hữu tập trung cao. Tập trung quyền sở hữu cao có thể phát sinh mâu thuẫn giữa các cổ đông lớn và các cổ đông thiểu số, bên cạnh đó cung cấp cho các cổ đông lớn quyền truy cập đến thông tin nội bộ, có thể ảnh hƣởng tiêu cực đến tính thanh khoản của thị trƣờng vì tăng tình trạng bất cân xứng thông tin. Bên cạnh đó, quyền sở hữu tập trung cao có thể làm giảm hiệu quả của các cơ chế quản trị doanh nghiệp (Hội đồng quản trị độc lập và Giám đốc điều hành kiêm nhiệm), do đó ảnh hƣởng lên cả cơ chế quản trị của doanh nghiệp. Để nghiên cứu về mối quan hệ này, bài nghiên cứu đã kiểm định quyền sở
  42. 36 hữu tập trung nhƣ một cơ chế quản trị doanh nghiệp để xem xét tác động của nó đến tính thanh khoản. 3.3.4. Các biến kiểm soát Để kiểm định các giả thuyết đã đƣa ra trong bài nghiên cứu chúng tôi đã thực hiện kiểm soát một số biến có thể có tác động đến tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán. Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và biến động của tỷ suất sinh lợi hằng quý đƣợc xem là một trong những yếu tố có ảnh hƣởng đến tính thanh khoản vì nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng chênh lệch B_A có mối tƣơng quan dƣơng với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán và biến động tỷ suất sinh lợi đƣợc xem nhƣ là một đại lƣợng đại diện cho tình trạng bất cân xứng thông tin trên thị trƣờng (Amihud & Mendelson, 1986, 1989; Bhattacharya và cộng sự, 2012, Farzin và Tanaz 2013) Stdev (T su t sinh l i hằng ngày c a chứng khoán) Trong đó : Pt là giá đóng cửa của cổ phiếu vào ngày cuối quý t Đòn bẩy tài chính đƣợc xem là có liên kết với tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán thông qua đánh giá của nhà đầu tƣ trên thị trƣờng (ví dụ, Amihud & Mendelson, 2012; Lang & Lundholm, 1993). Bên cạnh đó các nhà nghiên cứu cũng đƣa ra nhận định thanh khoản thị trƣờng có thể bị ảnh hƣởng của các công ty bởi lợi nhuận của công ty bởi vì công ty có lợi nhuận cao có khả năng thu hút các nhà đầu tƣ nhiều hơn và do đó tăng tính thanh khoản. Hai biến ROA và Lev đƣợc đƣa vào mô hình nghiên cứu (Patelli & Prencipe 2007, Farzin và Tanaz 2013)
  43. 37 Cuối cùng, tổng số lƣợng cổ phiếu đang lƣu hành không chỉ một phần đại diện cho quy mô công ty mà còn thể hiện mức độ thanh khoản của công ty thông qua số lƣợng cổ phiếu có thễ đƣợc mua bán trên thị trƣờng chứng khoán. Bảng 3.3. Bảng tóm tắt các biến trong bài nghiên cứu B_A Chênh lệch giá hỏi mua, giá hỏi bán ( Đơn vị tính %) Volume Logarit tự nhiên của khối lƣợng giao dịch (khối lƣợng giao dịch trung bình hằng x là trung bình khồi lƣợng giao dịch của các tháng) ngày trong quý AWCA Phƣơng pháp đo lƣờng quản trị thu nhập [( ) ] ( Đơn vị tính %) Indep Mức độ độc lập của hội đồng quản trị. (Đơn vị tính %) Dual Biến giả, nhận giá trị 1 khi CEO cũng là chủ tịch hội đồng quản trị,0 cho trƣờng hợp ngƣợc lại Ownership Tỷ lệ cổ phần nắm giữ bởi cổ đông lớn nhất (Đơn vị tính %) SmallCap1 Biến giả, Nhận giá trị 1 nếu công ty nằm ở phân khúc Star, 0 cho phần còn lại SmallCap2 Biến giả, Nhận giá trị 1 nếu công ty nằm ở phân khúc Standard, 0 cho phần còn lại
  44. 38 Mktret Thu nhập trung bình tháng của chỉ số thị trƣờng (tính bằng tất cả các cổ phiếu đang lƣu hành) (Đơn vị tính %) Volat Biến động thu nhập hằng Stdev (T su t sinh l i hằng tháng ngày c a chứng khoán) ơ v tính %) Lev Đòn bẩy tài chính ( Đơn vị tính %) ROA Tỷ suất sinh lợi ( Đơn vị tính %) Shares Logarit tự nhiên của tổng số lƣợng cổ phiếu đang lƣu hành 3.4. Các mô hình thực nghiệm Bài nghiên cứu của chúng tôi thực hiện hồi quy dữ liệu bảng với 6 mô hình hồi quy đa biến nhằm kiểm định tác động của quản trị doanh nghiệp, quản lý thu nhập, sự ảnh hƣởng đồng thời của chúng lên tính thanh khoản. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu xem xét tính bền vững của kết quả nghiên cứu trong điều kiện phân khúc thị trƣờng chứng khoán nhƣ hiện nay. Trong mỗi phƣơng trình hồi quy, giá trị thống kê t-test và p-value đƣợc sử dụng nhằm kiểm định ý nghĩa thống kê của từng tham số ƣớc lƣợng. Đồng thời, chúng tôi dùng kiểm định ANOVA để xem xét ý nghĩa tổng thể của mô hình 3.4.1. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản Bài nghiên cứu của chúng tôi sử dụng 2 mô hình hồi quy chính nhằm kiểm định sự ảnh hƣởng của quản trị doanh nghiệp (đại diện bởi các biến Indep, Dual, Ownership) lên tính thanh khoản (đại diện bởi hai biến B_A và Volume), có sự tham gia của một số biến kiểm soát(ROA, Lev, Mktret, Volat, Share). Mô hình hồi quy:
  45. 39 ∑ ∑ 3.4.2. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản Sử dụng biến AWCA đại diện cho mức độ quản lý thu nhập, chúng tôi kiểm định mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản thông qua 2 mô hình hồi quy sau: ∑ (3) ∑ (4) 3.4.3. Tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập Điểm đặc biệt trong bài nghiên cứu này, chúng tôi kiểm định tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao ở Việt Nam thông qua 2 mô hình hồi quy sau: ∑ (5) ∑ (6) 3.4.4. Kiểm định tính bền vững Cuối cùng, chúng tôi sẽ kiểm định tính bền vững của kết quả mô hình trong điều kiện phân khúc thị trƣờng chứng khoán ở Việt Nam. Vì vậy, hai biến giả SmallCap1 và SmallCap2 đƣợc đƣa vào mô hình hồi quy: (7)
  46. 40 (8) Phần tiếp theo chúng tôi sẽ trình bày kết quả thực nghiệm ở Việt Nam về tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao, cụ thể là ở thị trƣờng Việt Nam. Đồng thời, nhóm cũng sẽ phân tích kết quả kiểm định.
  47. 41 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Trƣớc khi chạy mô hình hồi quy bài nghiên cứu đã thực hiện các vi phạm cơ sở và lựa chọn mô hình phù hợp ( kết quả đƣợc trình bày rõ ở phần phụ lục 3). Trong phần này, chúng tôi sẽ trình bày kết quả thống kê mô tả các biến, phân tích tƣơng quan và phân tích đa biến để đƣa ra mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp, quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam. 4.1. Thống kê mô tả Bảng 4.1 tóm tắt kết quả thống kê mô tả của 206 công ty niêm yết trên sàn chứng khoán HOSE trong giai đoạn quý 3/2011 đến quý 4/2013. Thống kê mô tả cung cấp một cái nhìn tổng quát hơn về đặc điểm dữ liệu. Đầu tiên, chúng tôi quan tâm đến độ lệch chuẩn thấp tƣơng đối của hầu hết các biến (đều nhỏ hơn 1), điều đó cho thấy sự khác biệt giữa giá trị trong mẫu với giá trị trung bình của nó là rất nhỏ. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn của Share và Volume khá lớn tƣơng ứng là 1.22 và 2.04. Về hình dạng phân phối xác suất, các giá trị Skewness trong bảng 1 hầu nhƣ dƣơng, điều đó cho thấy phần lớn dãy dữ liệu phân bố lệch phải, trong khi đó, 3 biến Changestar, AWCA và Lev có giá trị Skewness âm thể hiện hình dạng lệch trái của đồ thị phân phối xác suất. Hơn nữa, 2 biến AWCA và Share có trị tuyệt đối của giá trị Skewness khá lớn tƣơng ứng là 1.236 và 1.376 chứng tỏ dãy dữ liệu của hai biến này có độ lệch khá lớn. Xét về độ nhọn, các giá trị Kurtosis của tất cả các biến đều dƣơng, điều đó cho thấy dữ liệu có phân phối dạng nhọn và nhọn vƣợt chuẩn thông thƣờng (chuẩn thông thƣờng k=3). Trong đó, giá trị Kurtosis của ROA quá cao là 17.701 và của AWCA là 10.71. Cuối cùng, chúng tôi xem xét giá trị trung bình, lớn nhất v à nhỏ nhất của từng biến phụ thuộc và độc lập. Giá trị trung bình của tổng tài sản là 5284916 triệu đồng cho thấy quy mô các công ty mẫu là vừa và nhỏ. Song song quy mô, chúng tôi xem xét ROA, giá trị trung bình của ROA khá nhỏ là 1.47%, giá trị nhỏ nhất là -20,83%. Trong khi đó, giá trị trung bình của Lev là khá cao với 50.84%. Volume và Share - hai biến đại diện cho quy mô thị trƣờng Việt Nam hiện nay đƣợc tính bằng cách lấy logarit tự nhiên của giá trị thực tế có giá trị trung bình tƣơng ứng là 10.28 và 17.24. Vì vậy, có thể nói thị trƣờng ở Việt Nam chủ yếu gồm các doanh nghiệp vừa và nhỏ. Các biến đại diện cho quản trị doanh nghiệp nhƣ Indep, Dual, Ownership có giá trị trung
  48. 42 bình lần lƣợt là 0,2614; 0,3817 và 0.3396. Biến AWCA đại diện cho quản lý thu nhập có giá trị trung bình khá nhỏ là -0,0198, giá trị lớn nhất là 1.2714 và giá trị nhỏ nhất là 0.0043. Điều này cho thấy biến AWCA khá biến động giữa các công ty và giữa các quý. Dƣới đây nhóm nghiên cứu sẽ trình bày mô hình thống kê mô tả của một số biến giải thích và biến phụ thuộc Hình 4.1 Thống kê mô tả biến B_A Hình 4.2 Thống kê mô tả biến Volume Hình 4.3. Thống kê mô tả biến Indep
  49. 43 Hình 4.4. Thống kê mô tả biến Dual Hình 4.5. Thống kê mô tả biến Ownership Hình 4.6. Thống kê mô tả biến AWCA
  50. 44 Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến Mean Median Maximu Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque- Probability Sum Sum Sq. Observations m Bera Dev. B_A 0.025 0.0187 0.0986 0.002 0.0201 1.3758 4.5714 861.3749 0 51.4356 0.8306 2059 Share 17.2412 16.9591 21.5637 15.5757 1.2196 1.183 4.0227 569.9989 0 35499.62 3061.211 2059 Volume (value) 168543.1 26076.06 5501192 86.0606 387508 5.5356 51.4683 212055.1 0 3.47E+08 2059 2059 SMALLCAP1 0.6688 1 1 0 0.4708 -0.7172 1.5143 365.8626 0 1377 456.102 2059 SMALLCAP2 0.1753 0 1 0 0.3803 1.7077 3.9162 1072.76 0 361 297.7067 2059 AWCA -0.0198 0.0043 1.2714 -1.6625 0.2552 -1.2365 10.7129 5628.267 0 -40.8534 134.1164 2059 INDEP 0.2614 0.2 0.8571 0 0.1878 0.471 2.9221 76.6636 0 538.1381 72.5667 2059 DUAL 0.3817 0 1 0 0.4859 0.4869 1.2370 347.9868 0 786 485.9534 2059 OWNERSHIP 0.3396 0.3042 0.8928 0.0391 0.1837 0.4220 2.3192 100.8755 0 699.1958 69.4691 2059 ROA 0.0147 0.0093 0.2175 -0.2083 0.0269 0.1743 17.7155 18588.28 0 30.24859 1.4863 2059 LEV 0.5083 0.5308 0.9660 0.0321 0.2050 -0.2272 2.2475 66.2961 0 1046.558 86.4351 2059 Tổng TS 5284916 996652 4.67E+08 126408 30419015 11.8876 155.3575 2039961 0 1.09E+10 1.90E+18 2059 MKTRET 0.0220 0 0.98 -0.73 0.2309 0.4569 4.3057 217.8899 0 45.33 109.6929 2059 VOLAT 0.0266 0.0265 0.0617 0.0052 0.0073 0.3792 4.1973 172.3318 0 54.61434 0.109049 2059
  51. 45 Bảng 4.2. Kết quả phân tích tƣơng quan Pearson Tổng TS Volume Share B_A Ownership AWCA Indep Dual ROA Lev Mktret Volat Tổng TS 1 Volume 0.182877 1 0 SHARE 0.391332 0.602345 1 0 0 B_A -0.12543 -0.51364 -0.31021 1 0 0 0 Ownership 0.138984 -0.10761 0.092312 0.037886 1 0 0 0 0.0857 AWCA 0.00586 0.033552 0.016502 -0.02673 -0.002 1 0.7904 0.128 0.4542 0.2254 0.9279 Indep -0.02045 0.002985 0.072007 0.035191 0.015536 -0.00571 1 0.3537 0.8923 0.0011 0.1104 0.4811 0.7956 Dual -0.0777 -0.00365 -0.05473 0.01106 -0.18527 -0.03123 0.010196 1 0.0004 0.8685 0.013 0.616 0 0.1566 0.6438 ROA -0.03616 -0.13196 -0.01523 -0.07203 0.06246 -0.06709 -0.03049 -0.08117 1 0.101 0 0.4898 0.0011 0.0046 0.0023 0.1667 0.0002 Lev 0.188851 0.123408 0.006262 0.021275 0.05129 -0.02098 -0.08287 0.126621 -0.43871 1 0 0 0.7764 0.3346 0.0199 0.3413 0.0002 0 0 Mktret 0.009976 0.088384 0.014931 -0.04936 0.034009 0.0375 0.004018 -0.06403 0.101759 -0.05913 1 0.651 0.0001 0.4983 0.0251 0.1229 0.0889 0.8554 0.0037 0 0.0073 Volat -0.09769 0.040766 -0.1206 0.205562 -0.00631 0.00918 -0.00892 0.006833 -0.18627 0.134513 -0.0081 1 0 0.0644 0 0 0.7749 0.6772 0.6859 0.7566 0 0 0.7135
  52. 46 Sau khi lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp nhóm nghiên cứu đã thực hiện phân tích tƣơng quan giữa các biến và phân tích đa biến để đƣa ra kết luận về mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp, quản lý thu nhập và tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao ở Việt Nam. 4.2. Phân tích tƣơng quan Pearson Mô hình phân tích đơn biến của chúng tôi đƣợc thực hiện dựa trên phân tích tƣơng quan giữa từng biến riêng lẻ với các biến còn lại. Nhƣ kết quả trong bảng 2, biến B_A và Volume có tƣơng quan âm (-0.514) phù hợp với lý thuyết trƣớc đây (Bar-Yosef & Prencipe, 2012; Wang & Yhu, 2000). B_A có tƣơng âm thấp với ROA (-0.072). Mối tƣơng quan của biến quản lý thu nhập (AWCA) với B_A và Volume là khá thấp (lần lƣợt là 0.027 và -0.034), điều này nói lên rằng ảnh hƣởng của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng là không rõ ràng. Đồng thời, mối tƣơng quan giữa biến quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản của thị trƣờng khá phức tạp. Cụ thể, mức độ độc lập của Hội đồng quản trị (Indep) tƣơng quan dƣơng với B_A (0.035) và Volume (0.003). Biến Dual (Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch Hội đồng quản trị) có tƣơng quan âm với Volume (-0.004) và tƣơng quan dƣơng với B_A (0.011). Đây mới chỉ là phân tích sơ bộ, để có thể kết luận mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản của thị trƣờng thì cần có phân tích kỹ hơn – chúng tôi sẽ trình bày trong phần tiếp theo. Đặc biệt, sở hữu tập trung (Ownership) có tƣơng quan dƣơng với B_A (0.038) và tƣơng quan âm với Volume (-0.108) thể hiện rằng mức độ sở hữu tập trung cao làm giảm tính thanh khoản. Xét quan hệ của các biến kiểm soát với biến độc lập và các biến giải thích, bài nghiên cứu có đƣợc các kết quả nhƣ sau. ROA thể hiện mối tƣơng quan âm đối với B_A và Volume (-0.131 và -0.072), trái lại mối quan hệ giữa Lev và hai biến độc lập là tƣơng quan dƣơng (1.123 với Volume, 0.021 đối với B_A). Đối với hai biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng chứng khoán, ta có Mrket có tƣơng quan dƣơng với Volume (0.088) và tƣơng quan âm với B_A (-0.049) còn Volat thể hiện mối quan hệ cùng chiều với Volume và B_A (0.041 và 0.206).
  53. 47 4.3. Phân tích hồi quy Trƣớc khi phân tích hồi quy các mô hình thực nghiệm, nhóm nghiên cứu đã kiểm định các vi phạm cơ sở và phát hiện bộ dữ liệu của chúng tôi không vi phạm hiện tƣợng tự tƣơng quan hay đa cộng tuyến nhƣng vi phạm phƣơng sai thay đổi (Kết quả kiểm định đƣợc trình bày rõ ràng ở phần phụ lục 3). Vì vậy chúng tôi đã sử dụng mô hình hồi quy GLS kết hợp FEM nhằm xem xét ảnh hƣởng riêng biệt của từng công ty lên tổng thể mẫu nghiên cứu. 4.3.1. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản Bài nghiên cứu của chúng tôi sử dụng 2 mô hình hồi quy chính nhằm kiểm định sự ảnh hƣởng của quản trị doanh nghiệp (đại diện bởi các biến Indep, Dual, Ownership) lên tính thanh khoản (đại diện bởi hai biến B_A và Volume), có sự tham gia của một số biến kiểm soát (ROA, Lev, Mktret, Volat, Share). Mô hình hồi quy: v ∑ v ∑ (2) Kết quả mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê với R2 hiệu chỉnh cao: 0.66 và 0.91 tƣơng ứng với 2 mô hình hồi quy 2 biến B_A và Volume. Đầu tiên, theo kết quả trong bảng 4.3, biến B_A có mối tƣơng quan âm đáng kể với biến Volume ở mức ý nghĩa cao 1% và hệ số tƣơng quan là -13.707 ngụ ý rằng khi B_A tăng 1% thì Volume giảm 13.707 lần , điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết. Bên cạnh đó, chúng tôi tìm thấy những mối tƣơng quan khác nhau của biến quản trị doanh nghiệp với tính thanh khoản của thị trƣờng. Cụ thể, Indep có tƣơng quan âm không đáng kể với B_A (-0.0019 với t-value là -1.29). Điều này nói lên một mức độ độc lập cao của HĐQT thể hiện cho một cơ chế quản trị tốt làm giảm bất cân xứng thông tin, làm giảm chênh lệch B_A, từ đó làm tăng tính thanh khoản của thị trƣờng.
  54. 48 Tuy nhiên, khi có sự tồn tại của chế độ sở hữu tập trung, tính độc lập của HĐQT có thể bị ảnh hƣởng, không thể chỉ dựa vào tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT để đánh giá mức độc lập của HĐQT vì cổ đông chi phối có thể ảnh hƣởng đến các quyết định của HĐQT. Mặt khác, Indep cũng có mối tƣơng quan dƣơng nhƣng kém ý nghĩa với Volume (0.1566 với t-value là 1.13), điều này chứng tỏ mối quan hệ giữa mức độ độc lập của HĐQT với khối lƣợng giao dịch không rõ ràng. Điều này có thể đƣợc lý giải là bởi vì khi nghiên cứu tác động của bất cân xứng thông tin lên khối lƣợng giao dịch, chúng ta cần quan tâm đến các nhân tố khác nhƣ thị hiếu của nhà đầu tƣ, mức độ e ngại rủi ro và khả năng nhà đầu tƣ phân tích, dự báo mức độ tin cậy của thông tin mà họ có đƣợc (theo Milgrom và Stokey, 1982; Venkatesh và Chiang, 1986). Xét đến Dual - biến thứ hai đại diện cho quản trị doanh nghiệp, chúng tôi không tìm thấy mối quan hệ rõ ràng của Dual và tính thanh khoản. Cụ thể, Dual tƣơng quan dƣơng với B_A (0.008, t-value là 0.99) và tƣơng quan âm với Volume (-0.0875, t-value là -1.02). Có thể, trong bối cảnh thị trƣờng Việt Nam, các nhà đầu tƣ không xem việc Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT nhƣ là một dấu hiệu cho một cơ chế quản trị không hiệu quả. Biến đại diện cho chất lƣợng quản trị doanh nghiệp có mối quan hệ rõ ràng nhất với tính thanh khoản là tỷ lệ sở hữu (Ownership). Theo đó, Ownership tƣơng quan âm cao với B_A ở mức ý nghĩa 5% với hệ số tƣơng quan là -0.0064 (t- value là -2.30), cụ thể là khi sở hữu tập trung tăng 1% thì B_A giảm 0.0064%, tức là sở hữu càng cao thì chênh lệch B_A càng thấp, ngụ ý sự tăng lên trong tính thanh khoản của chứng khoán trên thị trƣờng. Nhƣng chúng tôi lại tìm thấy kết quả trái ngƣợc khi ownership tƣơng quan âm cao với Volume ở mức ý nghĩa 1% với hệ số tƣơng quan -1.2276 (t-value là -3.90), đồng nghĩa với việc trong môi trƣờng sở hữu tập trung càng cao thì khối lƣợng giao dịch giảm, làm giảm tính thanh khoản. Có thể kết luận khi sử dụng các biến đại diện khác nhau cho tính thanh khoản thì tác động của Ownership lên tính thanh khoản là không đồng nhất. Vì vậy, cần có những nghiên cứu sâu hơn về tác động của chế độ sở hữu tập trung lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Bảng dƣới đây trình bày kết quả hồi quy của mô hình (1), (2) phân tích tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam.
  55. 49 Bảng 4.3. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (1), (2) B_A Volume Constant 0.0550 1.0665 (20.26) (0.79) Volume -0.0032 (-15.15) B_A -13.7096 (-12.75) Indep -0.0019 0.1566 (-1.29) (1.13) Dual 0.0008 -0.0875 (0.99) (-1.02) Ownership -0.0064 -1.2276 (-2.30) (-3.90) Lev 0.0030 0.8417 (1.07) (2.98) ROA -0.0057 -0.9835 (-0.74) (-1.22) Mktret -0.0013 0.9033 (-2.17) (14.09) Volat 0.1489 29.3696 (6.34) (11.78) Share 0.5077 (6.55) Fixed effects Year Không Không Industry Có Có Observations 2060 2060 Adjusted R2 0.66 0.91 Note: *, , tƣơng ứng thể hiện có ý nghĩa tại mức 10%, 5%, 1%. Khi xem mối tƣơng quan giữa các biến kiểm soát và biến đo lƣờng tính thanh khoản, kết quả cho thấy rằng Lev có tƣơng quan dƣơng với Volume ở mức ý nghĩa 1% với hệ số tƣơng quan là 0.8417 (t-value là 2.98) ngụ ý là khi đòn bẩy tài chính tăng 1% thì Volume tăng 0.8417 lần. Nhƣng chúng tôi không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa ROA và hai biến độc lập. Bên cạnh đó, Volat có mối tƣơng quan dƣơng với B_A ở mức ý nghĩa 1% với hệ số tƣơng quan là 0.1489 (t-value là 6.34) thể hiện sự gia tăng 1% trong Volat làm B_A tăng 0.1489%, trong khi Mktret lại có quan hệ nghịch biến với B_A (-0.0014, t-value là -2.17, mức ý nghĩa 5%) (theo Amihud, 2002).
  56. 50 Biến Volume tƣơng quan dƣơng với cả Mktret (0.9033, t-value là 14.09, mức ý nghĩa 1%) và Volat (29.3666, t-value là 11.78, mức ý nghĩa 1%) hàm ý volume tăng 0.9033 lần khi Mktret tăng 1% và tăng 29,367 lần khi Volat tăng 1%. Đặc biệt, khi đƣa biến Share vào mô hình của Volume, đúng nhƣ kỳ vọng, chúng tôi tìm đƣợc mối tƣơng quan dƣơng với 2 biến này với hệ số tƣơng quan là 0.5077 ở mức ý nghĩa 1% (t-value là 6.55) tức là khi số lƣợng cổ phiếu đang lƣu hành tăng 1 lần thì khối lƣợng giao dịch tăng 0.5077 lần. Dựa vào kết quả tìm thấy đƣợc, chúng tôi hoàn toàn có thể bác bỏ giả thiết 1.a nhƣng chấp nhận giả thiết 1.b. Trong môi trƣờng sở hữu tập trung cao ở Việt Nam, chất lƣợng quản trị doanh nghiệp có quan hệ đồng biến với tính thanh khoản của thị trƣờng khi xem B_A làm đại diện cho tính thanh khoản, tuy nhiên, mối quan hệ này chƣa sâu sắc. 4.3.2. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng Sử dụng biến AWCA đại diện cho mức độ quản lý thu nhập, chúng tôi kiểm định mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản thông qua 2 mô hình hồi quy sau: v ∑ (3) v ∑ (4) Hai mô hình của hai biến B_A và Volume có R2 hiệu chỉnh cao, tƣơng ứng là 0.66 và 0.91. Một lần nữa, chúng tôi tìm thấy mối tƣơng quan âm giữa B_A và Volume. Xét đến mối quan hệ giữa quản lý thu nhập và tính thanh khoản, kết quả của mô hình hồi quy 3, 4 cho thấy rằng AWCA có tƣơng quan âm với B_A ở mức ý nghĩa 10% với hệ số tƣơng quan là -0.0012 (t-value là -1.87) tức là khi AWCA tăng 1% thì B_A giảm 0.0012%. Điều này có nghĩa là việc thực hiện quản lý thu nhập làm tăng tính thanh khoản của thị trƣờng (theo Riahi và Arab, 2013), các nhà hoạch định thị trƣờng, nhà đầu tƣ quan tâm nhiều đến phân tích chuyên sâu báo cáo tài chính. Tuy nhiên, mối quan hệ của AWCA với Volume là không rõ ràng (-0.0688, t-value là -1.13), có thể là
  57. 51 do khi tăng quản lý thu nhập, không có sự bất đồng giữa các nhà đầu tƣ dẫn đến tăng hoạt động giao dịch. Khi thay đổi biến giải thích đại diện cho mức độ quản lý thu nhập, kết quả cho thấy rằng mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và biến độc lập (B_A và volume) không có nhiều thay đổi. Cụ thể là Lev có tƣơng quan dƣơng cao với Volume ở mức ý nghĩa 1% với hệ số tƣơng quan là 0.7529 (t-value là 2.72) ngụ ý là khi đòn bẩy tài chính tăng 1% thì Volume tăng 0.7529 lần. ROA không thể hiện mối tƣơng quan có ý nghĩa thống kê với B_A và Volume. Xét tới biến đại diện cho tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng, Volat có mối tƣơng quan dƣơng cao ở mức ý nghĩa 1% với cả hai biến B_A và Volume với hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0.1437 và 29.8389 (t-value tƣơng ứng là 6.10 và 12.00) thể hiện sự gia tăng 1% trong Volat làm B_A tăng 0.1437% và 29.8389 lần. Trong khi đó Mktret lại có quan hệ nghịch biến với B_A với hệ số tƣơng quan là -0.0015, (t-value là -2.30) ở mức ý nghĩa 5% đồng thời cũng có mối tƣơng quan dƣơng cao với Volume ở mức ý nghĩa 1% với hệ số tƣơng quan 0.9070% (t-value là 14.20). Khi đƣa biến Share vào mô hình của Volume, đúng nhƣ kỳ vọng, chúng tôi tìm đƣợc mối tƣơng quan dƣơng mạnh mẽ với Volume ở mức ý nghĩa 1% (hệ số tƣơng quan là 0.5004 và t-value là 96.47) tức là khi số lƣợng cổ phiếu đang lƣu hành tăng 1 lần thì khối lƣợng giao dịch tăng 0.5004 lần. Bảng dƣới đây trình bày kết quả hồi quy của mô hình (3), (4) phân tích tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán sở hữu tập trung cao tại Việt Nam. Bảng 4.4. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (3), (4) B_A Volume Constant 0.0527 0.8201 (20.49) (0.61) Volume -0.0032 (-14.81) B_A -13.8681 (-12.93) AWCA -0.0012* -0.0688 (-1.87) (-1.13)
  58. 52 Lev 0.0028 0.7529 (1.00) (2.72) ROA -0.0048 -1.1929 (-0.64) (-1.50) Mktret -0.0015 0.9070 (-2.30) (14.20) Volat 0.1437 29.8389 (6.10) (12.00) Share 0.5004 96.47) Fixed effects Year Không Không Industry Có Có Observations 2060 2060 Adjusted R2 0.66 0.91 Từ kết quả trên, ta có thể bác bỏ giả thiết 2.a, chấp nhận giả thiết 2.b. Điều đó có nghĩa là quản lý thu nhập làm tăng tính thanh khoản của cổ phiếu trên thị trƣờng khi xem B_A là đại diện cho tính thanh khoản, nhƣng mối quan hệ này là không rõ ràng khi sử dụng Volume làm đại diện cho tính thanh khoản. 4.3.3. Những ảnh hƣởng đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản. Sau khi xem xét những ảnh hƣởng riêng biệt của từng biến quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng, chúng tôi muốn tìm hiểu tác động đồng thời của cả hai yếu tố này lên tính thanh khoản của thị trƣờng. Việc kiểm định ảnh hƣởng đồng thời của cả hai yếu tố này là một bƣớc cần thiết nhằm xem xét sự phù hợp của các giả thuyết trong các bài nghiên cứu trƣớc đây bởi vì các nhà nghiên cứu đều cho rằng chất lƣợng quản trị doanh nghiệp có mối tƣơng quan nghịch đối với biến quản lý thu nhập. Việc cần làm là xác định mỗi yếu tố sẽ ảnh hƣởng lên tính thanh khoản nhƣ thế nào khi kiểm soát yếu tố còn lại. Kết quả là chúng tôi thu đƣợc mô hình hồi quy sau: v v ∑ v ∑
  59. 53 Kết quả của các mô hình hồi quy đƣợc trình bày trong bảng 4.5. Các mô hình hồi quy đều có ý nghĩa với R2 hiệu chỉnh lần lƣợt là 0.65và 0.91 tƣơng ứng cho mô hình của hai biến B_A và biến Volume. Sự sở hữu tập trung (Ownership) có quan hệ nghịch biến với cả B_A ở mức ý nghĩa 5% với hệ số hồi quy là -0.0061 (t-value là -2.14) ngụ ý là khi sở hữu tập trung tăng 1% thì B_A giảm 0.0061%. Đồng thời hệ số hồi quy của Ownership và Volume là -1.4545 (t-value là -11.24) ở mức ý nghĩa là 1% thể hiện Volume giảm 1.4545 lần khi Ownership tăng 1%. Kết quả này giống với kết quả đƣợc tìm thấy ở trên khi xem xét mối quan hệ giữa quản trị doanh nghiệp và tính thanh khoản của thị trƣờng. Ngoài ra, ảnh hƣởng của sự độc lập HĐQT là chƣa rõ ràng. Theo mô hình hồi quy, hệ số Indep trong mô hình B_A thể hiện mối quan hệ nghịch biến nhƣng không có ý nghĩa thống kê (-0.0018 , t-value là -1.22). Trong khi xem xét tác động riêng lẻ của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản, Indep tƣơng quan âm yếu với biến B_A. Theo nhƣ kết quả hồi quy trên, một tỷ lệ cao hơn của giám đốc độc lập trong HĐQT của công ty không có ảnh hƣởng mạnh mẽ đến tính thanh khoản thị trƣờng khi kiểm định đồng thời với quản lý thu nhập trong bối cảnh tập trung quyền sở hữu cao ở Việt Nam. Bên cạnh đó, chúng tôi cũng tìm thấy sự tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản thị trƣờng tƣơng tự nhƣ kết quả hồi quy ở bảng 4.5. Hệ số AWCA thể hiện mối quan hệ nghịch biến B_A ở mức ý nghĩa 10% với hệ số tƣơng quan là -0.0011 (t-value là -1.76), thể hiện khi AWCA tăng 1% thì chênh lệch B_A giảm 0.0011%. Điều đó cho thấy các nhà hoạch định thị trƣờng tập trung vào phân tích chuyên sâu báo cáo tài chính hơn là chú ý đến đặc điểm quản trị doanh nghiệp. Thay vào đó, hệ số AWCA trong mô hình của Volume dƣờng nhƣ không thể hiện một mối tƣơng quan nào (-0.0319, t-value là -0.36), cho thấy không có sự gia tăng bất đồng quan điểm giữa các nhà đầu tƣ khi mức quản lý thu nhập cao hơn. Xét đến mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và biến độc lập trong mô hình hồi quy phân tích tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản, nhóm nghiên cứu thu đƣợc kết quả nhƣ sau. ROA thể hiện mối tƣơng quan âm không có ý nghĩa với cả B_A và Volume. Với mức ý nghĩa 10%, Lev thể hiện mối tƣơng quan dƣơng với Volume (0.8235 và t-value là 2.91) hàm ý khi đòn
  60. 54 bẩy tài chính tăng 1% thì khối lƣợng giao dịch tăng 0.8235 lần nhƣng không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thông kê giữa Lev và B_A. Đại diện cho tính tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng Mktret thể hiện mối tƣơng quan âm với B_A (-0.0014, t-value là -2,19) ở mức ý nghĩa 5% và tƣơng quan dƣơng với Volume (0.9070, t-value là 14.14) ở mức ý nghĩa 10%. Bên cạnh đó, biến động tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng thể hiện mối tƣơng quan dƣơng với cả B_A và Volume với hệ số hồi quy lần lƣợt là 0.1472 và 29.4238 ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này cho thấy rằng khi Volat tăng 1% thì Volume tăng 29.4238 lần và B_A tăng 0.1472%. Cuối cùng, khi đƣa biến Share vào mô hình Volume tìm thấy mối tƣơng quan dƣơng với hệ số hồi quy là 0.5064 (t-value là 6.55) ở mức ý nghĩa 10%, tức là nếu số lƣợng của phiếu đang lƣu hành tăng 1% thì khối lƣợng giao dịch tăng 0.5064 lần. Bảng 4.5. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (5), (6) B_A Volume Constant 0.0551 1.1027 (20.04) (0.82) Volume -0.0032 (-14.93) B_A -13.7688 (-12.79) AWCA -0.0011* -0.0762 (-1.76) (-1.26) Indep -0.0018 0.1555 (-1.22) (1.12) Dual 0.0008 0.0920 (1.01) (-1.07) Ownership -0.0061 -1.2350 (-2.14) (-3.93) Lev 0.0024 0.8235 (0.85) (2.91) ROA -0.0067 -1.0624 (-0.86) (-1.31) Mktret -0.0014 0.9070 (-2.19) (14.14) Volat 0.1472 29.4238 (6.20) (11.80) Share 0.5064 (6.55) Fixed effects Year Không Không Industry Có Có
  61. 55 Observations 2060 2060 Adjusted R2 0.65 0.91 Note: *, , tƣơng ứng thể hiện có ý nghĩa tại mức 10%, 5%, 1%. 4.3.4. Kiểm định tính bền vững của kết quả nghiên cứu trong điều kiện phân khúc thị trƣờng chứng khoán Nhƣ đã nêu trong phần '' Giới thiệu thị trƣờng chứng khoán Việt Nam'', thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đã đƣợc chia thành 3 phân khúc (LarMidCap, SmallCap1, SmallCap2) chủ yếu dựa vào mức vốn hóa thị trƣờng và tỉ số cổ phiếu tự do chuyển nhƣợng (tỉ lệ free-float). Trong phần này, chúng tôi kiểm định sự bền vững của các kết quả nghiên cứu theo thời gian cùng với sự thay đổi của cổ phiếu trên thị trƣờng. Hai biến SmallCap1 và SmallCap2 là hai biến giả đại diện cho các quan sát thuộc phân khúc tƣơng ứng, đƣợc đƣa vào mô hình để kiểm soát tầm quan trọng của những thay đổi của cổ phiếu theo thời gian trên thị trƣờng. Kết quả hồi quy sai số chuẩn đƣợc trình bày trong bảng 4.6 cho thấy hai mô hình có độ tin cậy khá cao với R2 hiệu chỉnh lần lƣợt với B_A và Volume là 0.65 và 0.91. Trong mô hình hồi quy Volume, hệ số SmallCap1 thể hiện mối tƣơng quan nghịch và có ý nghĩa thống kê cao với mức ý nghĩa 1% (-0.3910, t-value là-3.87). Biến SmallCap2 có tƣơng quan âm với B_A ở mức ý nghĩa 10% cho thấy các doanh nghiệp có vốn hóa thị trƣờng và mức độ minh bạch ở mức thấp thì ảnh hƣởng tới tính thanh khoản của chứng khoán đó trên thị trƣờng. Các kết quả thu đƣợc của các biến kiểm soát không những thay đổi về chiều trong mối quan hệ với B_A và Volume, chỉ có những thay đổi không đáng kể trong hệ số hồi quy. (Kết quả chi tiết đƣợc trình bày trong bảng 4.6) Nhƣ vậy, kiểm soát các phân khúc thị trƣờng không ảnh hƣởng đến kết quả chính của chúng tôi nhƣng biến Indep không còn ý nghĩa của nó trong hồi quy B_A. Nhiều khả năng là do ảnh hƣởng của nó đã bị biến đổi bởi các đặc tính của ba phân khúc vì các phân khúc này định rõ các công ty với những phẩm chất khác nhau về cơ cấu quản trị doanh nghiệp, bao gồm sự độc lập của hội đồng quản trị tốt.