Biến độc lập | REM | FEM | 2SLS | GMM |
Hệ số a | 20,31*** | 25,35 | 14,01*** | 15,38*** |
(7,49) | (1,06) | (3,35) | (3,77) | |
Công bố thông tin t-1 | 0,548*** | -0,337*** | 0,586*** | 0,602*** |
(20,13) | (-7,57) | (18,39) | (19,44) | |
Hội đồng quản trị | 0,125 | 0,116 | 0,0599 | 0,0441 |
(1,20) | (0,67) | (0,64) | (0,47) | |
Kiêm nhiệm Chủ tịch | -0,499 | -2,149*** | -0,417 | -0,489 |
HDQT | (-1,43) | (-2,69) | (-1,23) | (-1,45) |
Thành viên độc lập | 0,358** | -0,0992 | 0,287* | 0,365** |
(2,43) | (-0,26) | (1,77) | (2,28) | |
Quy mô công ty | 0,268*** | 2,147** | 0,426*** | 0,344** |
(2,78) | (2,44) | (2,48) | (2,06) | |
Tỷ suất lợi nhuận/tài sản | 6,686*** | 0,603 | 6,599*** | 6,752*** |
(4,06) | (0,27) | (3,93) | (4,16) | |
TOBIN_Q | 0,140 | -0,358 | 0,138* | 0,135* |
(1,00) | (-0,88) | (1,78) | (1,79) | |
Số quan sát | 968 | 968 | 968 | 968 |
Kiểm định Wald/ F 564,8*** 9,6*** 548,5*** | 42,42 599,2*** | |||
Kiểm định Hausman(FEM//REM) Kiểm định Wu-Hausman | 669,6*** | 1,85 ns | 0,95 ns | |
Kiểm định Sagan/ Hansen’s J | 7,54 * | 7,54 * | ||
Có thể bạn quan tâm!
-
Bộ Tiêu Chí Mức Độ Minh Bạch Và Công Bố Thông Tin Của Công Ty Niêm Yết Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam -
Đặc Điểm Quản Trị Công Ty Và Tài Chính Công Ty -
Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Mức Độ Minh Bạch Và Công Bố Thông Tin Công Ty Niêm Yết -
Ảnh Hưởng Của Minh Bạch Và Công Bố Thông Tin Đến Tỷ Số Lợi Nhuận Trên Tài Sản Của Các Công Ty Niêm Yết -
Các Khuyến Nghị Về Chính Sách Và Quản Trị Công Ty Niêm Yết -
Minh bạch và công bố thông tin của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 20
Xem toàn bộ 319 trang tài liệu này.
Bảng 4.16: Ảnh hưởng của yếu tố quản trị công ty và tài chính công ty đến mức độ minh bạch và công bố thông tin phân tích bằng phương pháp ước lượng REM, FEM, 2SLS, GMM tại mô hình 4
R2 (%) 71,07 1,7 42,27
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra tổng hợp của tác giả
Ghi chú: ***, **,*: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%, Giá trị thống kê t, z ở trong dấu ngoặc đơn cho mô hình ước lượng, Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình ước lượng REM/FEM, Kiểm định Sagan, Hansen’s J xác định biến công cụ quá mức trong mô hình GMM; kiểm định Wu-Hausman xác định hiện tượng nội sinh trong mô hình,
Với kết luận chấp nhận giả thuyết H2: số thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị có ảnh hưởng cùng chiều với mức độ minh bạch và công bố thông tin; khi tăng tính độc lập của Hội đồng quản trị – tăng số thành viên độc lập sẽ làm thông tin về công ty được công bố đầy đủ, kịp thời và chính xác sẽ làm giảm thông tin bất cân xứng giữa các nhà quản lý và cổ đông. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu của Amar and Zeghal (2011), Htay (2013), Andrade et al,,(2014), Bùi
Thị Thuỷ (2014), Phạm Ngọc Toàn và Hoàng Thị Thu Hoài (2015), Phạm Ngọc Toàn và Nguyễn Thành Long (2017), Phạm Hoài Hương và Trần Thùy Uyên (2018), Trần Thị Kim Anh và Hoàng Hà Anh (2019); và phù hợp với kỳ vọng của luận án.
Với kết luận chấp nhận giả thuyết H4: quy mô công ty có ảnh hưởng tích cực đến mức độ minh bạch và công bố thông tin, các công ty quy mô lớn với một hệ thống quản trị công ty hoàn thiện có xu hướng công bố nhiều thông tin hơn so với các công ty nhỏ mới gia nhập thị trường niêm yết. Kết quả phân tích cũng phù hợp với những nghiên cứu có trước của các tác giả Nguyễn Thị Thu Hảo (2015), Nguyễn Thanh Bích Ngọc và cộng sự (2016), Nguyễn Thị Phượng Hồng và Lê Hoàng Trung (2016); Phạm Ngọc Toàn và Nguyễn Văn Bảo (2017); Phạm Ngọc Toàn và Lê Thị Thu Hồng (2017); Phạm Hoài Hương và Trần Thùy Uyên (2018), Trần Thị Kim Anh và Hoàng Hà Anh (2019); và thống nhất với kỳ vọng của luận án.
Với kết luận chấp nhận giả thuyết H5: hiệu quả tài chính đo lường bằng tỷ suất ROA có ảnh hưởng tích cực đến mức độ minh bạch và công bố thông tin, kết quả này chứng minh rằng lý thuyết đại diện có ảnh hưởng quan trọng đến việc công bố thông tin của công ty. Công ty có tỷ suất lợi nhuận cao sẽ công bố thông tin nhiều hơn và người đại diện sử dụng vấn đề này cho việc ký kết hợp đồng tốt hơn. Kết quả phân tích phù hợp với những nghiên cứu có trước của các tác giả (Aksu and Kosedag, 2006; Alkhatib, 2014; Ngô Thu Giang và Đặng Anh Tuấn, 2013; Nguyễn Thị Thu Hảo, 2015; Đặng Ngọc Hùng, 2016; Phạm Ngọc Toàn và Lê Thị Thu Hồng, 2017); nhưng ngược với kết luận của Phạm Hoài Hương và Trần Thùy Uyên (2018).
Với kết luận chấp nhận giả thuyết H6: giá trị công ty đo lường bằng TobinQ có ảnh hưởng tích cực đến mức độ minh bạch và công bố thông tin, kết quả này chỉ ra rằng khi giá trị của công ty trên thị trường niêm yết tăng công ty có xu hướng công bố nhiều thông tin hơn. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Aksu and Kosedag (2006) trên thị trường chứng khoán Thổ Nhĩ Kỳ. Kết quả này phù hợp với lý thuyết tín hiệu trong quản trị công ty và có ảnh hưởng đến việc công bố thông tin của công ty.
Luận án bác bỏ giả thuyết H1a: quy mô Hội đồng quản trị có ảnh hưởng cùng chiều đến minh bạch và công bố thông tin. Kết quả luận án ngược với kết luận của các tác giả Htay et al., (2013); Đặng Ngọc Hùng (2016), Nguyễn Thị Phương Hồng và Lê Hoàng Trung (2016); nhưng thống nhất với kết quả của Trần Thị
Kim Anh và Hoàng Hà Anh (2019). Trên thị trường chứng khoán Việt Nam, yếu tố số thành viên Hội đồng quản trị bình quân là 6 và ít thay đổi do quy định quản trị công ty và các ràng buộc tỷ lệ vốn tối thiểu tham gia Hội đồng quản trị; ngoài ra, sự lo lắng phát sinh chi phí đại diện khi tăng quy mô thành viên Hội đồng quản trị đã làm ảnh hưởng đến yếu tố quy mô Hội đồng quản trị ở một số công ty có quy mô nhỏ. Một số nghiên cứu chỉ ra quy mô Hội đồng quản trị không có ảnh hưởng đến công bố thông tin và tương đồng với kết quả nghiên cứu luận án (Hau and Danh, 2017; Trần Thị Kim Anh và Hoàng Hà Anh, 2019).
Luận án bác bỏ giả thuyết H1b: kiêm nhiệm của chủ tịch Hội đồng quản trị có ảnh hưởng tích cực đến mức độ minh bạch và công bố thông tin. Kết quả luận án cho thấy lý thuyết quan hệ người quản lý không xuất hiện trong kết quả của luận án. Kết luận của luận án phù hợp với kết quả của Nguyễn Chí Đức và Hoàng Trọng (2012); Đặng Ngọc Hùng (2016); Trần Thị Kim Anh và Hoàng Hà Anh (2019). Dưới góc độ kiểm soát, khi chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm Tổng giám đốc thì ban điều hành công ty dễ bị thao túng và có khả năng che dấu thông tin (đặc biệt là các thông tin xấu) trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Và luận án tìm thấy mức độ minh bạch và công bố thông tin ở kỳ trước có ảnh hưởng cùng chiều đến công bố thông tin ở kỳ hiện tại. Mức độ công bố thông tin của công ty tăng dần theo thời gian nhằm để đáp ứng với các quy định của thị trường chứng khoán và áp lực nhu cầu thông tin từ nhà đầu tư. Các kết quả nghiên cứu trước tại Việt nam chưa chỉ ra điều này; tuy nhiên, kết quả của luận án phù hợp với nghiên cứu của Rajab and Handley-Schachler (2009) tại thị trường chứng khoán Anh.
Minh bạch và công bố thông tin có vai trò hết sức quan trọng đối với hoạt động của các công ty niêm yết, cá nhân các nhà đầu tư và sự phát triển của thị trường chứng khoán. Nội dung chính của phần 4.2 là xác định ảnh hưởng của các yếu tố quản trị công ty và tài chính công ty đến mức độ minh bạch và công bố thông tin của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất hai bước và Moment tổng quát, luận án đã tìm thấy bằng chứng để kết luận rằng minh bạch và công bố thông tin có mối tương quan thuận với tính độc lập của Hội đồng quản trị, quy mô công ty, tỷ suất lợi nhuận trên tài sản. Công bố thông tin ở quá khứ có tác động tích cực đến mức độ công bố thông tin ở kỳ hiện tại. Kết quả nghiên cứu phù hợp với lý thuyết thông tin bất cân xứng, lý thuyết đại diện và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Như vậy, có thể thấy việc minh bạch và công bố thông tin không chỉ là nghĩa
vụ mà còn là quyền lợi của các công ty. Việc cải thiện mức độ minh bạch và công bố thông tin sẽ giúp các công ty tiếp cận các thị trường chứng khoán khu vực và thế giới, tạo lập được uy tín của mình trên các thị trường chứng khoán, thuận lợi hơn trong huy động vốn phát triển khi có nhu cầu.
4.4 ẢNH HƯỞNG CỦA MỨC ĐỘ MINH BẠCH VÀ CÔNG BỐ THÔNG TIN ĐẾN CHI PHÍ VỐN CHỦ SỞ HỮU CỦA CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
* Kết quả mô hình hồi quy FEM và REM
Như đã trình bày ở phần phương pháp, để đo lường ảnh hưởng của mức độ minh bạch và công bố thông tin, yếu tố quản trị, và tài chính đến chi phí vốn chủ sở hữu công ty niêm yết, luận án sử dụng các phương pháp ước lượng tĩnh (REM và FEM) và phương pháp ước lượng với biến công cụ (2SLS và GMM). Kết quả ước lượng từ các mô hình được trình bày chi tiết ở Bảng 4.17.
Kết quả phân tích của phương pháp ước lượng hiệu ứng ngẫu nhiên và hiệu ứng cố định được trình bày ở Bảng 6.3_pl và Bảng 6.4_pl (Phụ lục) cho thấy phương pháp ước lượng FEM là phù hợp hơn phương pháp ước lượng REM. Kết quả phương pháp ước lượng FEM cho thấy mức độ minh bạch và công bố thông tin có mối tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu nhưng không có ý nghĩa thống kê; quy mô công ty và số năm niêm yết có ảnh hưởng dương đến chí phí vốn chủ sở hữu. Mô hình ước lượng có ý nghĩa thống kê nhưng kết quả ước lượng này không có ý nghĩa do hệ số giải thích mô hình rất thấp. Kết quả mô hình ước lượng cho thấy có biến nội sinh xuất hiện trong mô hình ước lượng. Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Wald các kết quả theo phương pháp ước lượng FEM cho thấy có xuất hiện phương sai sai số thay đổi trong mô hình hồi quy. Để khắc phục hiện tượng nội sinh, phương sai sai số thay đổi xuất hiện trong mô hình hồi quy theo phương pháp ước lượng FEM, phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất hai bước và Moment được sử dụng trong các mô hình ước lượng (1), (2), (3), (4), (5) (6).
* Kết quả mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất hai bước (2SLS) và GIVE (IV- 2SLS)
Kết quả phân tích của phương pháp ước lượng 2SLS (Bảng 4.19) cho biết mức độ minh bạch và công bố thông tin có mối tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu có ý nghĩa thống kê. Quy mô công ty có tương quan thuận với đến chí phí vốn chủ sở hữu; đòn bẩy tài chính có tương quan nghịch với chí phí vốn chủ sở
hữu. Tuy nhiên, phương pháp ước lượng 2SLS không khắc phục hết hiện tượng nội sinh trong mô hình ước lượng. Nghiên cứu áp dụng phương pháp GIVE để khử đi hiện tượng nội sinh có trong mô hình ước lượng. Khi phân tích ảnh hưởng của một biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc, vừa có ảnh hưởng đến một biến độc lập khác thì áp dụng phương pháp ước lượng GIVE (IV-2SLS) cho kết quả hiệu quả hơn 2SLS và OLS (Baum et al, 2003). Kết quả phân tích theo phương pháp ước lượng IV-2SLS khi có giá trị F > 10 thì xem xét ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc, và ước lượng IV-2SLS là tin cậy hơn OLS. Kiểm định IV-2SLS với bổ sung hiệu ứng khử phương sai sai số thay đổi (robust) sẽ làm giảm ảnh hưởng của biến công cụ yếu trong mô hình ước lượng (Pflueger and Wang, 2015; Tchatoka, 2019). Kết quả phân tích phương pháp ước lượng GIVE tại Bảng 4.17.
Bảng 4.17: Ảnh hưởng của mức độ minh bạch và công bố thông tin đến chi phí vốn chủ sở hữu công ty niêm yết phân tích tại mô hình 3
REM | FEM | 2SLS | IV-2SLS | |
Hệ số a | -0,0603*** | -0,788*** | 0,0146 | 0,0146 |
(-3,30) | (-5,30) | (0,35) | (0,35) | |
Minh bạch và công bố thông tin | 0,00008 | 0,00049 | -0,00194** | -0,00194** |
(0,46) | (1,42) | (-1,98) | (-1,98) | |
Quy mô công ty | 0,00520*** | 0,0312*** | 0,00720*** | 0,00720*** |
(7,80) | (5,63) | (5,62) | (5,62) | |
Đòn bẩy tài chính | -0,00926** | -0,0320* | -0,0163*** | -0,0163*** |
(-1,98) | (-1,77) | (-2,74) | (-2,74) | |
Sở hữu quản trị | -0,00004 | -0,000001 | -0,00002 | -0,00002 |
(-0,67) | (-0,01) | (-0,39) | (-0,39) | |
Số quan sát | 1452 | 1452 | 1452 | 1452 |
Kiểm định Wald/ F | 73,84 | 9,5 | 49,93*** | 12,44*** |
R2 (%) | 3,47 | 3,79 | - | -3,56 |
R2- (%) uncentered | 80,92 | |||
Hausman (FEM//REM) Wu-Hausman | 27,54*** | 5,27** | 2,89* | |
Sagan/ Hansen’s J | 19,3*** | 19,31*** |
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra tổng hợp của tác giả
Ghi chú: ***, **,*: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%, Giá trị thống kê t, z ở trong dấu ngoặc đơn cho mô hình ước lượng, Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình ước lượng REM/FEM, Kiểm định Hansen’s J xác định biến công cụ quá mức trong mô hình GMM; kiểm định Wu-Hausman xác định hiện tượng nội sinh trong mô hình,
Mô hình 3: Kết quả kiểm định Sagan cho biết có hiện tượng nội sinh yếu (ở mức 10%) trong mô hình ước lượng ảnh hưởng của mức độ minh bạch và công bố thông tin đến chí phí vốn chủ sở hữu; kiểm định Hansen’s J cho biết có hiện tượng biến công cụ quá mức. Giá trị của kiểm định F trong các mô hình ước lượng (3) và (4) lớn hơn 10 và phù hợp với giải thích trong phương pháp ước lượng GIVE. Mô hình (3) được chọn để giải thích ảnh hưởng của của mức độ minh bạch và công bố thông tin đến chí phí vốn chủ sở hữu do có giá trị F lớn hơn mô hình (4).
Kết quả mô hình ước lượng (3) phù hợp với các điều kiện phân tích cở mẫu quan sát lớn và phương pháp ước lượng IV-2SLS. Kiểm định biến công cụ yếu bằng kiểm định Anderson and Rubin (AR test) sau khi phân tích mô hình ước lượng cho biết các biến công cụ có hiệu quả trong mô hình ước lượng (giá trị PAR= 0,000). Kết quả phân tích theo mô hình ước lượng (3) cho biết mức độ minh bạch và công bố thông tin có tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu; đặc điểm tài chính công ty gồm quy mô công ty có tương quan thuận với chi phí vốn chủ sở hữu; đòn bẩy tài chính có tương quan nghịch với chí phí vốn chủ sở hữu.
Thảo luận kết quả mô hình 3 theo phương pháp ước lượng GIVE tại Bảng 4.17:
Kết quả mô hình hồi quy từ phương pháp ước lượng IV-2SLS cho thấy chi phí vốn chủ sở hữu của công ty niêm yết chịu tác động của các yếu tố như là mức độ công bố thông tin, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, và có cùng chiều tác động với kết quả ước lượng tại mô hình ước lượng cơ bản (mô hình FEM). Quy mô công ty có tương quan thuận với chi phí vốn chủ sở hữu; và mức độ minh bạch và công bố thông tin, đòn bẩy tài chính có tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu của công ty niêm yết.
Luận án chấp nhận giả thuyết H11: Mức độ minh bạch và công bố thông tin có tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu. Kết quả luận án phù hợp với lý thuyết công bố thông tin và chi phí vốn chủ sở hữu (Botosan, 1997; Cheney, 2013). Cụ thể là, môi trường công bố thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam thấp, tỷ lệ công ty công bố thông tin đầy đủ năm 2014 là 6,6%; năm 2015 là 9,7% và năm 2016 là 18,5% (Hiệp hội Tài chính Việt Nam, 2016). Khi áp lực công bố thông tin trên thị trường thấp, chi phí vốn chủ sở hữu có thể thấp, các công ty không công bố thông tin đầy đủ có hệ số beta cao không được tài trợ, nhưng vấn đề này không ảnh hưởng đến hiệu quả kinh tế của công ty niêm yết trong trạng thái cân bằng dưới mức đầu tư của công ty.
Kết quả của luận án phù hợp với một số kết quả nghiên cứu thực nghiệm có trước. Cụ thể là công ty niêm yết tăng mức độ minh bạch và công bố thông tin - thông tin được công bố đầy đủ, kịp thời và chính xác sẽ làm giảm thông tin bất cân xứng giữa các nhà quản lý và cổ đông; và làm giảm chi phí sử dụng vốn của công ty. Kết quả của luận án cũng phù hợp với những nghiên cứu có trước của các tác giả: Botosan and Plumlee (2002); Ashbaugh et al., (2004); Chen et al.,(2004); Lambert et al., (2007); Francis et al., (2007); Shah and Butt (2009); Guest (2009); Lopes and Alencar (2010); Apergis et al., (2011); Gruning (2011); Yang and Li (2013); Sieber et al., (2014); Khemakhem (2015); Khlif et al., (2015); Nguyễn Việt Dũng và Nguyễn Thị Thu Huyền (2016); Ying, (2016); Yu and Wang, (2016); Beigi et al., (2016); Dung and Lan, (2017) ; Girao and Paulo (2018); He et al., (2019).
Luận án cũng tìm thấy mối tương quan nghịch giữa đòn bẩy tài chính và chi phí vốn chủ sở hữu của công ty niêm yết. Nhiều kết quả nghiên cứu trình bày khác nhau về ảnh hưởng của đòn bẩy tài chính đến chi phí vốn chủ sở hữu. Theo lý thuyết tài chính (Modigliani and Miller, 1958), đòn bẩy tài chính có tương quan thuận với chi phí vốn chủ sở hữu; tuy nhiên, nhiều nghiên cứu kết luận ảnh hưởng của đòn bẩy tài chính đến chi phí vốn chủ sở hữu trái ngược nhau. Huang et al.,(2008), Lopes and Alencar (2010); Beigi et al.,(2016); Aubert et al., (2017) kết luận đòn bẩy tài chính có tương quan thuận với chi phí vốn chủ sở hữu. Sieber et al., (2014); He et al., (2019) kết luận đòn bẩy tài chính không ảnh hưởng đến chi phí vốn chủ sở hữu. Khlif et al., (2015) kết luận đòn bẩy tài chính có tương quan nghịch với chi phí vốn chủ sở hữu khi công ty công bố thông tin về lợi nhuận thấp hơn lợi nhuận trung bình thi trường. Kết quả luận án phù hợp với kết luận trên của Khlif et al., (2015) và ngược lại kết luận của Huang et al., (2008), Lopes and Alencar (2010); Beigi et al., (2016); Aubert et al., (2017). Theo lý thuyết tài chính công ty (cấu trúc vốn tối ưu) công ty giảm chi phí sử dụng vốn qua việc gia tăng sử dụng nợ để hưởng lợi ích từ lá chắn thuế, và sẽ hạn chế việc sử dụng vốn chủ sở hữu làm cho chi phí vốn sở hữu giảm xuống.
Luận án tìm thấy mối tương quan thuận giữa quy mô công ty và chi phí vốn chủ sở hữu của công ty niêm yết. Theo lý thuyết tài chính, quy mô công ty có ảnh hưởng cùng chiều đến chi phí vốn chủ sở hữu; tuy nhiên, ảnh hưởng của quy mô công ty đến chí phí vốn chủ sở hữu là chưa rõ ràng. Nhiều kết quả nghiên cứu kết luận khác nhau về ảnh hưởng của quy mô công ty đến chi phí vốn chủ sở hữu. Botosan (1997); Nguyễn Việt Dũng và Nguyễn Thị Thu Huyền (2016); Beigi et
al., (2016); Dung and Lan, (2017); Aubert et al., (2017) kết luận quy mô công ty có tương quan thuận với chi phí vốn chủ sở hữu của công ty niêm yết; nhưng các tác giả Ashbaugh et al., (2004); Shah and Butt (2009); Lopes and Alencar (2010); He et al., (2019) tìm thấy quy mô công ty có tương quan nghịch chiều với chi phí vốn chủ sở hữu. Kết quả luận án phù hợp với kết luận trên của Botosan (1997); Nguyễn Việt Dũng và Nguyễn Thị Thu Huyền (2016); Beigi et al.,(2016); Dung and Lan, (2017); Aubert et al., (2017).
Minh bạch và công bố thông tin có vai trò hết sức quan trọng đối với hoạt động của các công ty niêm yết, việc cải thiện mức độ công bố thông tin giúp làm giảm chi phí sử dụng vốn của công ty niêm yết. Nội dung chính của phần 4.3 là xác định ảnh hưởng của mức độ minh bạch và công bố thông tin đến chi phí vốn chủ sở hữu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất hai bước và Moment, nghiên cứu luận án đã tìm thấy bằng chứng để kết luận rằng minh bạch và công bố thông tin có mối tương quan nghịch với chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu phù hợp với lý thuyết thông tin bất cân xứng, lý thuyết công bố thông tin và chi phí vốn trong điều kiện công bố thông tin thấp và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Như vậy có thể thấy việc cải thiện mức độ minh bạch và công bố thông tin làm tăng lợi ích của các công ty, tạo lập được uy tín của mình trên thị trường chứng khoán, thuận lợi hơn trong huy động vốn phát triển kinh doanh.
4.5 ẢNH HƯỞNG CỦA MỨC ĐỘ MINH BẠCH VÀ CÔNG BỐ THÔNG TIN ĐẾN HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
4.5.1 Ảnh hưởng của minh bạch và công bố thông tin đến tỷ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của các công ty niêm yết
Kết quả kiểm định Hausman so sánh hai mô hình hồi quy FEM và REM tại Bảng 6.5_pl cho biết mô hình hồi quy FEM là tốt hơn mô hình hồi quy REM; tuy nhiên, hệ số giải thích của mô hình FEM là quá nhỏ và có xuất hiện phương sai sai số thay đổi (kiểm định Wald có ý nghĩa ở mức 1%). Kết quả phân tích cho biết có hiện tượng biến nội sinh trong mô hình hồi quy FEM, nghiên cứu đã sử
dụng mô hình hồi quy 2SLS và GMM với ba biến công cụ để khắc phục hiện tượng biến nội sinh. Kết quả kiểm định Wu-Hausman (0,002 ns) và Sagan (4,14 ns) cho biết không còn hiện tượng biến nội sinh trong mô hình hồi quy 2SLS và kiểm định Wu-Hausman (0,66 ns) và Hansen’J (4,14 ns) cho biết không còn hiện tượng