Trường hợp các doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước – Nhóm 2
Đối với Nhóm 2, giá trị trung bình của KHT thay đổi theo xu hướng tăng, mức thay đổi không lớn qua từng năm (Hình 4.3). Nhìn chung giá trị trung bình của KHT đều thấp hơn mức thuế suất quy định, riêng năm 2019 cao hơn mức thuế suất quy định 0,66%.
Giá trị trung bình của GTDN của nhóm doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát Nhà nước thay đổi theo xu hướng giảm, trong đó năm 2016 tăng so với 2015 nhưng giảm đều trong các năm còn lại. Điểm đánh lưu ý là giá trị trung bình của KHT và GTDN năm 2018 đều giảm so với năm 2017.
Hình 4.3. Trung bình KHT và GTDN của Nhóm 2
1.0575
21%
1.05
20%
1.0425
1.035
19%
1.0275
1.02
18%
2015 2016 2017
AFV
2018
ATP
2019
Chú thích: AFV là giá trị trung bình từng năm của GTDN ATP là giá trị trung bình từng năm của KHT
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Excel
Kết luận từ kết quả hiển thị dữ liệu bằng biểu đồ
Luận án rút ra một số kết luận từ kết quả phân tích biểu đồ như sau:
Một là, KHT và GTDN có tương quan ngược chiều, cho cả mẫu 513 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội trong giai đoạn 2015-2019 và các nhóm doanh nghiệp có/không kiểm soát bởi Nhà nước. Trong đó, giá trị trung bình của KHT theo xu hướng tăng và GTDN theo xu hướng giảm đối với các doanh nghiệp trong mẫu chung và nhóm doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước. Ngược lại, giá trị trung bình của KHT theo xu hướng giảm và GTDN theo xu hướng tăng đối với nhóm doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước. Điều này hàm ý KHT tại doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước đóng góp tốt hơn vào gia tăng giá trị doanh nghiệp.
Hai là, thực trạng về KHT của các doanh nghiệp trong mẫu chung và các nhóm cho thấy sự không ổn định trong kết quả của KHT qua các năm, hàm ý rằng doanh nghiệp chưa thực sự theo sát mục tiêu tối ưu hóa thuế. Năm 2015, thuế suất hiệu dụng bình quân của 513 doanh nghiệp ở mức 19,42%. Tuy nhiên sau một năm áp dụng mức thuế thu nhập doanh nghiệp 20% (giảm 2%) so với trước, thuế suất hiệu dụng của các doanh nghiệp lại bật tăng trở lại lên mức 21,85% trong năm 2017. Đây là dấu hiệu cho thấy doanh nghiệp lơ là với KHT. Cùng quan điểm này nghiên cứu của Lee & Swenson (2012) chỉ ra rằng khi Nhà nước có thay đổi chính sách thuế theo hướng có lợi cho doanh nghiệp làm cho thuế suất hiệu dụng ở mức cao hơn hoặc Atwood & cộng sự (2012) đã kết luận các doanh nghiệp ít trốn thuế hơn khi nước sở tại có chính sách ưu đãi thuế. Ngược lại, khi Nhà nước xiết chặt các quy định về tuân thủ thuế, thuế suất hiệu dụng của doanh nghiệp có xu hướng tăng lên. Lev & Nissim, (2004) và Thomas & Zhang (2011) cho biết ảnh hưởng của thông tin về thuế lên thu nhập đầu tư cổ phiếu thường có độ trễ khoảng một năm. Quan điểm này đúng với thực trạng ảnh hưởng của KHT lên GTDN của các doanh nghiệp trong mẫu chung và nhóm không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước, năm 2017 ETR tăng và GTDN giảm. Tuy nhiên, cùng thời điểm này ETR của các doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước tăng nhưng GTDN cũng tăng.
Bà là, sở hữu Nhà nước là yếu tố ảnh hưởng mang tính kiểm soát lên mối quan hệ giữa KHT và GTDN. Giá trị trung bình của KHT và GTDN năm 2018 đều giảm so với năm trước cho cả mẫu chung và nhóm doanh nghiệp không có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước. Tuy nhiên, giá trị trung bình của KHT và GTDN năm 2017 đều tăng so với năm trước đối với nhóm doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước.
Luận án tiến hành đối sánh với thông tin về thị trường chứng khoán trong Báo cáo thường niên năm 2017 và 2018 của Ủy ban chứng khoán Nhà nước. Các Báo cáo này cho biết năm 2017 là năm Nhà nước thoái vốn mạnh khỏi các doanh nghiệp niêm yết, điển hình như Tổng công ty cổ phần Bia -Rượu -Nước giải khát Sài Gòn (mã cổ phiếu SAB), Công ty cổ phần Sữa Việt Nam (VNM), Công ty cổ phần viễn thông FPT…Ngoài ra, năm 2017 và 2018 là năm Chính phủ đẩy mạnh quản lý vốn Nhà nước tại các doanh nghiệp. Ủy ban Quản lý vốn Nhà nước tại doanh nghiệp được thành lập trên cơ sở Nghị quyết số 09/NQ-CP ngày 03 tháng 02 năm 2018, bổ sung thêm cơ quan đại diện phần vốn sở hữu tại các tập đoàn và tổng công ty then chốt, bên cạnh sự hiện hữu của Tổng công ty đầu tư vốn Nhà nước, các Bộ, ngành và Ủy ban nhân dân cấp tỉnh.
Như vậy, Luận án cho rằng mục tiêu thoái vốn và đẩy mạnh quản lý vốn Nhà nước là nguyên nhân làm tăng GTDN của nhóm doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát bởi Nhà nước. Bên cạnh đó, thực trạng này hàm ý về ảnh hưởng làm gia tăng GTDN khi Nhà nước sở hữu cổ phần ở mức kiểm soát và ngược lại làm giảm GTDN khi sở hữu Nhà nước ở mức không kiểm soát.
4.3. PHÂN TÍCH HỒI QUY
4.3.1. Phân tích kết quả hồi quy của Mô hình 1
4.3.1.1. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM
Để kiểm định giả thuyết H1 của đề tài Luận án về KHT có ảnh hưởng thuận chiều đến GTDN, kết quả hồi quy Mô hình 1 theo Pooled OLS, FEM và REM được xác định và trình bày trong Bảng 4.3.
Bảng 4.3. Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM và REM - Mô hình 1
Pooled OLS | FEM | REM | ||||
Hệ số β | P-value | Hệ số β | P-value | Hệ số β | P- value | |
TP | -0.0689 | 0.1286 | -0.0022 | 0.8350 | -0.0040 | 0.7106 |
SOWN | 0.2490*** | 0.0000 | -0.0419 | 0.1232 | -0.0184 | 0.4839 |
CAPINT | 0.2598*** | 0.0000 | 0.1147*** | 0.0032 | 0.1493*** | 0.0001 |
LEV | -0.3996*** | 0.0000 | 0.2679*** | 0.0000 | 0.2051*** | 0.0000 |
SIZE | 0.1120*** | 0.0000 | -0.2281*** | 0.0000 | -0.1469*** | 0.0000 |
C | 0.4689*** | 0.0000 | 2.2249*** | 0.0000 | 1.7689*** | 0.0000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Giải Thích Biến Và Giả Thuyết Nghiên Cứu -
Thống Kê Số Lượng Doanh Nghiệp Trong Mẫu Nghiên Cứu -
Đã Mô Tả Quy Trình Nghiên Cứu Của Đề Tài Với 7 Bước Thực Hiện, Được Mô Tả Dạng Sơ Đồ Và Luận Giải Nội Dung Cụ Thể Từng Bước. -
Kết Quả Hồi Quy Theo Pooled Ols, Fem Và Rem - Mô Hình 2 -
Vai Trò Điều Tiết Của Sở Hữu Nhà Nước Đối Với Ảnh Hưởng Của Kế Hoạch Thuế Đến Giá Trị Doanh Nghiệp. -
Kỳ Vọng Và Kết Quả Của Các Giả Thuyết Nghiên Cứu
Xem toàn bộ 249 trang tài liệu này.
Chú thích: *** là mức ý nghĩa 1%. Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Kết quả hồi quy theo Pooled OLS tại Bảng 4.3 cho thấy:
Biến TP (đại diện bởi ETR) tác động nghịch chiều lên biến FV, hàm ý rằng khi công ty niêm yết tiết kiệm chi phí thuế từ KHT sẽ làm cho GTDN gia tăng và ngược lại. Tuy nhiên, kết quả Pooled OLS cho thấy mối quan hệ này không đảm bảo mức ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, kết quả ước lượng theo Pooled OLS còn xác định GTDN chịu ảnh hưởng cùng chiều bởi quy mô doanh nghiệp, sở hữu Nhà nước và mức độ đầu tư vốn, nhưng chịu ảnh hưởng ngược chiều bởi đòn bẩy tài chính; tất cả các mối quan hệ này đều đảm bảo ý nghĩa thống kê 1%.
Kết quả hồi quy theo FEM tại bảng 4.3 cho thấy:
Biến TP (đại diện bởi ETR) tác động nghịch chiều lên biến FV, hàm ý rằng khi công ty niêm yết tiết kiệm chi phí thuế từ KHT sẽ làm cho GTDN gia tăng và ngược lại; kết quả ước lượng này không đảm bảo mức ý nghĩa thống kê. Tương tự, biến SOWN theo ước lượng theo FEM cũng không đảm bảo ý nghĩa thống kê.
Ngoài ra, ước lượng theo FEM cho thấy GTDN chịu ảnh hưởng cùng chiều bởi đòn bẩy tài chính và mức độ đầu tư vốn, nhưng chịu ngược chiều bởi quy mô doanh nghiệp; tất cả các mối quan hệ này đều đảm bảo ý nghĩa thống kê 1%.
Kết quả hồi quy theo REM tại bảng 4.3 đều cho thấy:
Kết quả ước lượng theo REM cho kết luận tương tự FEM, biến TP và biến biến SOWN đều giải thích ngược chiều cho biến FV, nhưng không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, kết quả ước lượng theo REM cũng xác định GTDN chịu ảnh hưởng cùng chiều bởi đòn bẩy tài chính và mức độ đầu tư vốn, nhưng chịu ảnh hưởng ngược chiều bởi quy mô doanh nghiệp; tất cả các mối quan hệ này đều đảm bảo ý nghĩa thống kê 1%.
4.3.1.2. Lựa chọn kết quả hồi quy
Để lựa chọn kết quả theo ước lượng tại Bảng 4.3, Luận án thực hiện các kiểm định, bao gồm: kiểm định Redundant Fixed Effects được trình bày tại Bảng 4.4, kiểm định Breusch-Pagan trong nhóm kiểm định Lagrange multiplier (LM) được trình bày tại Bảng 4.5 và kiểm định Hausman được trình bày tại Bảng 4.6.
Bảng 4.4. Kiểm định Redundant Fixed Effects – Mô hình 1
Statistic | d.f. | Prob. | |
Cross-section F | 113.0032 | (512,2047) | 0.0000 |
Cross-section Chi-square | 8660.4119 | 512 | 0.0000 |
Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Theo bảng 4.4, Prob. nhỏ hơn 5%, vì vậy giả thuyết H1 được chấp thuận và giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là kết quả hồi quy theo FEM phù hợp hơn Pooled OLS, do vậy kết quả hồi quy theo FEM được chọn.
Bảng 4.5. Kiểm định Breusch-Pagan – Mô hình 1
Cross-section One- sided | Period One-sided | Both | |
Breusch-Pagan | 4581.605 (0.0000) | 1.6572 (0.1980) | 4583.263 (0.0000) |
Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Theo bảng 4.5, Prob. nhỏ hơn 5% vì vậy đề tài chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là kết quả hồi quy theo REM phù hợp hơn Pooled OLS, và lựa chọn kết quả hồi quy theo REM để xác định ảnh hưởng của KHT đến GTDN.
Bảng 4.6. Kiểm định Hausman – Mô hình 1
Chi-Sq. Statistic | Chi-Sq. d.f. | Prob. | |
Cross-section random | 76.7323 | 5 | 0.0000 |
Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Theo bảng 4.6, Prob. nhỏ hơn 5% vì vậy đề tài chấp nhận giả thuyết H1 và bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là kết quả hồi quy theo FEM phù hợp hơn REM, và lựa chọn kết quả hồi quy theo FEM để xác định ảnh hưởng của KHT đến GTDN.
Tóm lại, kết quả từ các kiểm định trên chỉ ra rằng REM phù hợp hơn Pooled OLS, FEM phù hợp hơn Pooled OLS, và FEM phù hợp hơn REM. Vì vậy, kết quả hồi quy theo FEM là phù hợp nhất để xác định ảnh hưởng của KHT đến GTDN.
4.3.1.3. Kiểm định vi phạm
Để gia tăng thêm tính vững chắc cho kết quả nghiên cứu, Luận án tiếp tục thực hiện kiểm định các vi phạm, bao gồm: hiện tượng tự tương quan, hiện tượng đa cộng tuyến và hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Kiểm định đa cộng tuyến
Theo kết quả phân tích tương quan từ Bảng 4.2, xét hệ số tương quan giữa biến độc lập TP và các biến kiểm soát với nhau, tất cả trường hợp đều tương quan ở mức thấp, cụ thể giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan của từng cặp biến nhỏ hơn 0.4 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến (Hair & cộng sự, 2006). Bên cạnh đó, đề tài xác định hệ số phóng đại phương sai (VIF) để nhận diện đa cộng tuyến và trình bày tại bảng 4.7.
Bảng 4.7. Hệ số phóng đại phương sai – Mô hình 1
Coefficient Variance | Uncentered VIF | Centered VIF | |
TP | 0.002054 | 1.592185 | 1.007474 |
SOWN | 0.002162 | 2.010115 | 1.030554 |
CAPINT | 0.003326 | 2.412209 | 1.038472 |
LEV | 0.003092 | 6.119067 | 1.156248 |
SIZE | 0.000359 | 87.13861 | 1.148505 |
Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Theo Bảng 4.7, VIF của tất cả các trường hợp đều nhỏ hơn đều nhỏ hơn 10, thậm chí nhỏ hơn 5, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các biến với nhau (Hair & cộng sự, 2006; Nguyễn Văn Tuấn, 2020).
Kiểm định tự tương quan
Bảng 4.3 cho thấy FEM là phù hợp hơn so với Pooled OLS và REM để giải thích cho sự ảnh hưởng của KHT đến GTDN. FEM chỉ quan tâm đến những khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mô hình nên không có hiện tượng tự tương quan (Susmel, 2015; Hair & cộng sự, 2006; Nguyễn Văn Tuấn, 2020).
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Đề tài thực hiện kiểm định Wald trên kết quả ước lượng FEM để nhận biết có hiện tượng phương sai sai số thay đổi hay không, kết quả được trình bày tại Bảng
4.8. Theo đó, Prob nhỏ hơn 5% nên kết luận có hiện tượng phương sai sai số thay đổi (Greene, 2018); vì vậy, để khắc phục hiện tượng này, đề tài sẽ thực hiện hồi quy theo GLS và được trình bày tại mục 4.3.1.4.
Bảng 4.8. Kiểm định phương sai thay đổi – Mô hình 1
Value | Df | Probability | |
F-statistic | 30049.77 | (6, 2047) | 0.0000 |
Chi-square | 180298.6 | 6 | 0.0000 |
Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
4.3.1.4. Kết quả hồi quy khắc phục vi phạm
Như đã đề cập tại mục 4.3.1.3, đề tài sử dụng phương pháp ước lượng GLS để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi, kết quả được trình bày tại bảng 4.9. Ngoài ra, Luận án tiếp tục làm vững thêm kết luận về ảnh hưởng KHT đến GTDN qua kết quả hồi quy mẫu dữ liệu chọn mẫu có mục đích căn cứ vào sở hữu kiểm soát của Nhà nước, đồng thời đánh giá sự ảnh hưởng của mức độ sở hữu kiểm soát/không kiểm soát của Nhà nước đến mối quan hệ này. Theo đó Bảng 4.9 cũng trình bày kết quả ước lượng Mô hình 1 theo GLS cho từng nhóm doanh nghiệp có sở hữu kiểm soát của Nhà nước (gọi tắt là Nhóm 1) và không có sở hữu kiểm soát của Nhà nước (gọi tắt là Nhóm 2).
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy GLS – Mô hình 1
Cả mẫu nghiên cứu | Nhóm 1 | Nhóm 2 | ||||
Hệ số β | P-value | Hệ số β | P-value | Hệ số β | P-value | |
TP | -0.0502*** | 0.0000 | -0.0718*** | 0.0000 | -0.0196* | 0.0564 |
SOWN | 0.1899*** | 0.0000 | -0.1219*** | 0.0000 | 0.7940*** | 0.0000 |
CAPINT | 0.2336*** | 0.0000 | 0.0799*** | 0.0000 | 0.3225*** | 0.0000 |
LEV | -0.2874*** | 0.0000 | -0.4663*** | 0.0000 | -0.3157*** | 0.0000 |
SIZE | 0.0894*** | 0.0000 | 0.0934*** | 0.0000 | 0.1462*** | 0.0000 |
C | 0.5354*** | 0.0000 | 0.7929*** | 0.0000 | 0.1474*** | 0.0000 |
R2 = 0.4116 | R2 = 0.6703 | R2 = 0.6332 | ||||
Chú thích: ***, * lần lượt là mức ý nghĩa 1% và 10%. Nguồn: Tính toán bằng Eviews 10.0
Xét chung cả mẫu nghiên cứu, hệ số hồi quy của biến TP là -0.0502 với mức ý nghĩa 1% tại Bảng 4.9, cho thấy biến TP (đại diện bởi ETR) ảnh hưởng ngược chiều lên FV, nghĩa là KHT có thể làm giảm ETR thì GTDN sẽ tăng, và ngược lại. Ngoài ra, cùng với mức ý nghĩa 1%, các biến SOWN, CAPINT, LEV và SIZE đều được chấp nhận để giải thích cho biến FV, theo đó sở hữu Nhà nước, mức đầu tư vốn, quy mô doanh nghiệp ảnh hưởng cùng chiều đến GTDN, trong khi đó đòn bẩy tài chính ảnh hưởng trái chiều đến GTDN. Mức độ phù hợp của kết quả ước