Tại bảng 3.12, luận án tạo ra một biến tương tác giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quyền bảo vệ nhà đầu tư và ước lượng mô hình (1.4) bằng phương pháp hồi quy các nhân tố cố định. Tại các cột 1-2 và 3-4, biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu lần lượt là hệ số Amihud và sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu. Tham số ước lượng cho các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu là dương và có ý nghĩa thống kê tại các cột 1, 2 và 4, chỉ ra một mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản cổ phiếu và đòn bảy tài chính doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu 3 của luận án và tương tự với các kết quả nghiên cứu trước đây của Frieder và Martell (2006), Lipson và Mortal (2009), Udomsirikuk và cộng sự (2011) và Nadarajah và cộng sự (2018).
Quan trọng hơn, tham số ước lượng của các biến tương tác giữa tính thanh khoản cổ phiếu và quyền bảo vệ nhà đầu tư trong mô hình đều dương tại cả bốn cột của bảng 3.. Điều này tức là tác động tiêu cực của tính thanh khoản cổ phiếu lên đòn bảy tài chính doanh nghiệp sẽ mạnh hơn tại các quốc gia có quyền bảo vệ nhà đầu tư mạnh. Kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu 2 của luận án. Không chỉ có ý nghĩa thống kê, kết quả này còn có ý nghĩa về mặt kinh tế. Ví dụ, tại cột 1, tham số ước lượng của hệ số Amihud sẽ tăng từ 0.035 lên 0.056, tương đương với mức tăng khoảng 60% nếu chỉ số quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ tăng từ 2 (nhỏ nhất trong mẫu nghiên cứu) xuống 5 (lớn nhất trong mẫu nghiên cứu).8 Tương tự, tại cột 4, tham số ước lượng của sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu sẽ tăng từ 0.122 lên 0.346, tương đương với mức tăng khoảng 184% nếu chỉ số quyền bảo vệ người cho vay tăng từ 0 (nhỏ nhất trong mẫu nghiên cứu) lên 4 (lớn nhất trong mẫu nghiên cứu).9
8 0.035 = |0.021 + 2*007|, trong đó 0.021 là tham số ước lượng của hệ số Amihud, 2 là giá trị nhỏ nhất của ANTI_DIRECTOR_INDEX trong mẫu nghiên cứu và 0.007 là tham số ước lượng của biến tương tác giữa hệ số Amihud và ANTI_DIRECTOR_INDEX tại cột 1 bảng 3.8.
Tương tự, 0.056 = |0.021 + 5*0.007|, trong đó 0.021 là tham số ước lượng của hệ số Amihud, 5 là giá trị lớn nhất của ANTI_DIRECTOR_INDEX trong mẫu nghiên cứu và 0.007 là tham số ước lượng của biến tương tác giữa hệ số Amihud và ANTI_DIRECTOR_INDEX tại cột 1 bảng 3.8.
9 0.122 = 0.122 + 0*0.056 trong đó 0.122 là tham số ước lượng của sự chênh lệch giá mua -
giá bán cổ phiếu, 0 là giá trị nhỏ nhất của CREDITOR_RIGHTS_INDEX trong mẫu nghiên cứu và 0.056 là tham số ước lượng của biến tương tác giữa sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu và CREDITOR_RIGHTS_INDEX tại cột 4 bảng 3.8.
Tương tự, 0.346 = 0.122 + 4*0.056 trong đó 0.122 là tham số ước lượng của sự chênh lệch giá mua - giá bán cổ phiếu, 4 là giá trị nhỏ nhất của CREDITOR_RIGHTS_INDEX trong mẫu nghiên cứu và 0.056 là tham số ước lượng của biến tương tác giữa sự chênh lệch giá mua
- giá bán cổ phiếu và CREDITOR_RIGHTS_INDEX tại cột 4 bảng 3.8.
Liên quan đến biến kiểm soát, luận án chỉ ra một vài chú ý sau. Biến quy mô doanh nghiệp và biến tài sản cố định có tham số ước lượng dương và có ý nghĩa thống kê tại cả bốn cột của bảng 3.12. Kết quả này được giải thích là do các công ty có quy mô lớn hoặc lượng tài sản cố định lớn có thể dễ dàng huy động vốn bằng nợ vay do tài sản thế chấp của các công ty này cao và rủi ro phá sản của các công ty này thấp. Ngược lại, tham số ước lượng của biến khả năng sinh lời nhỏ hơn 0 và có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể được giải thích bởi lý thuyết trật tự xếp hạng: Các công ty có khả năng sinh lời cao thường có nhiều lợi nhuận giữ lại và không cần phải huy động vốn từ nguồn nợ vay bên ngoài. Cuối cùng, hệ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách doanh nghiệp có mối quan hệ ngược chiều với đòn bảy tài chính. Điều này có thể là do các công ty này là các công ty có nhiều tiềm năng tăng trưởng nhưng đồng thời cũng có chi phí đại diện giữa công ty và người ho vay lớn, do đó các công ty này rất khó có thể huy động được nợ vay.
Bảng 3.12: Tác động của quyền bảo vệ nhà đầu tư lên mối quan hệ giữa tính thanh khoản và đòn bảy tài chính doanh nghiệp
Bảng này trình bày kết quả ước lượng từ phương pháp hồi quy các nhân tố cố định nghiên cứu tác động của quyền bảo vệ nhà đầu tư lên mối quan hệ giữa tính thanh khoản cổ phiếu và đòn bảy tài chính doanh nghiệp. Biến phụ thuộc trong mô hình này là đòn bảy tài chính doanh nghiệp. Giá trị ngoại biên của tất cả các biến được lược bớt tại mức phân vị thứ nhất (1st) và thứ chín mươi chín (99th). Sai số chuẩn của các tham số trong mô hình được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và được điều chỉnh tự tương quan tại mức công ty.
Biến phụ thuộc: LEVERAGE
Biến (1) (2) (3) (4)
AMIHUD 0.021** 0.038***
(0.010) (0.005)
QUOTED_SPREAD -0.181 0.122***
(0.187) (0.047)
AMIHUD*ANTI_DIRECTOR_INDEX 0.007** (0.003)
AMIHUD*CREDITOR_RIGHTS_INDEX 0.003*
(0.002)
QUOTED_SPREAD*ANTI_DIRECTOR_INDEX 0.100**
(0.044)
QUOTED_SPREAD*CREDITOR_RIGHTS_INDEX 0.056***
0.070*** | 0.069*** | 0.058*** | (0.017) 0.058*** | |
FIXED_ASSETS PROFITABILITY MARKET_TO_BOOK | (0.005) 0.171*** (0.028) -0.091*** (0.009) -0.003*** | (0.005) 0.172*** (0.028) -0.091*** (0.009) -0.003*** | (0.005) 0.176*** (0.029) -0.089*** (0.009) -0.004*** | (0.005) 0.175*** (0.029) -0.089*** (0.009) -0.004*** |
TAX_SHIELD | (0.000) -0.488*** (0.078) | (0.000) -0.487*** (0.078) | (0.000) -0.545*** (0.081) | (0.000) -0.543*** (0.081) |
Hệ số chặn | -0.719*** (0.068) | -0.713*** (0.068) | -0.521*** (0.068) | -0.528*** (0.067) |
Số lượng quan sát | 17,750 | 17,750 | 17,867 | 17,867 |
Biến giả ngành công nhiệp | Không | Không | Không | Không |
Biến giả năm | Có | Có | Có | Có |
R-squared | 0.162 | 0.162 | 0.120 | 0.121 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tác Động Của Thanh Khoản Cổ Phiếu Đến Lợi Suất Cổ Phiếu - Hồi Quy Ols Gộp -
Tác Động Của Tính Thanh Khoản Cổ Phiếu Lên Giá Trị Doanh Nghiệp -
Tác Động Của Quyền Bảo Vệ Nhà Đầu Tư Lên Mối Quan Hệ Giữa Tính Thanh Khoản Và Giá Trị Doanh Nghiệp -
Kết Quả Hồi Quy Tác Động Của Tính Thanh Khoản Cổ Phiếu Đến Giá Trị Doanh Nghiệp -
Tác Động Của Tính Thanh Khoản Cổ Phiếu Đến Giá Trị Doanh Nghiệp - Hồi Quy Dữ Liệu Bảng -
Tóm Tắt Kết Quả Và Khuyến Nghị
Xem toàn bộ 147 trang tài liệu này.
80
b. Quyền bảo vệ cổ đông ở Việt Nam
Tổ chức World Bank đã ghi nhận rằng vào năm 2017, quyền bảo vệ nhà đầu tư tại Việt Nam đã mạnh hơn.10 Cụ thể, quyền bảo vệ cổ đông thiểu số tại Việt Nam đã được làm cho mạnh hơn thông qua việc pháp luật Việt Nam (1) tạo điều kiện dễ dàng hơn cho các cổ đông thiểu số kiện thành viên hội đồng quản trị trong trường hợp xảy ra các giao dịch gây thiệt hại lợi ích cho cổ đông thiểu số, (2) tăng quyền của cổ đông trong việc đưa ra các quyết định doanh nghiệp, (3) tăng cường cấu trúc sở hữu và cấu trúc kiểm soát của công ty, và (4) tăng cường minh bạch doanh nghiệp. Trong mục này, luận án sẽ sử dụng sự kiện này để kiểm tra tác động của quyền bảo vệ nhà đầu tư lên mối quan hệ giữa tính thanh khoản và lợi suất cổ phiếu.
Để thực hiện điều này, luận án sẽ chia mẫu nghiên cứu ra thành hai mẫu nghiên cứu nhỏ hơn, trong đó mẫu nghiên cứu thứ nhất bao gồm các quan sát vào trước năm 2017 (tương ứng với giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ yếu) và mẫu nghiên cứu thứ hai bao gồm các quan sát từ năm 2017 trở đi (tương ứng với giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ mạnh). Sau đó, luận án sẽ sử dụng mô hình hồi quy các nhân tố cố định để ước lượng phương trình (1.1) cho hai mẫu nghiên cứu này. Kết quả ước lượng được trình bày tại Bảng 3.13. Các cột (1) đến (3) tại Bảng 3.7 cung cấp kết quả hồi quy cho các quan sát trong giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ yếu, tức là trong giai đoạn trước năm 2017. Các cột (4) đến (6) cung cấp kết quả hồi quy cho các quan sát trong giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ mạnh, tức là trong giai đoạn từ năm 2017 trở đi.
10 https://www.doingbusiness.org/en/reforms/overview/economy/vietnam
Bảng 3.13: Tác động của tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu dưới tác động của quyền bảo vệ cổ đông
Bảng này trình bày kết quả hồi quy mô hình (1.1) bằng phương pháp ước lượng hồi quy các nhân tố cố định. Mẫu nghiên cứu được chia làm hai giai đoạn: Giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông yếu từ năm 2011 đến 2016 và Giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông mạnh từ năm 2017 đến 2018. Sai số chuẩn (trình bày trong dấu ngoặc) được điều chỉnh phương sai sai số thay đổi và tự tương quan tại mức công ty. ***, **, và * lần lượt thể hiện ý nghĩa thống kê tại mức 1%, 5% và 10%.
Biến phụ thuộc: STOCK_RETURN
Giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông yếu Giai đoạn quyền bảo vệ cổ đông mạnh
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | ||
AMIHUD | 0,030*** | 0,028 | |||||
(0,010) | (0,030) | ||||||
QUOTED_SPREAD | 1,931*** | 2,753 | |||||
(0,694) | (1,876) | ||||||
ZERO_VOLUME | 4,507*** | 2,740 | |||||
(0,739) | (1,776) | ||||||
BETA | 0,020 | 0,019 | 0,019 | -0,026 | -0,026 | -0,024 | |
(0,019) | (0,019) | (0,019) | (0,032) | (0,031) | (0,031) | ||
ASSETS | 0,102*** | 0,101*** | 0,100*** | 0,608*** | 0,599*** | 0,566*** |
(0,034) | (0,034) | (0,033) | (0,127) | (0,121) | (0,122) | |
LEVERAGE | -0,523*** | -0,538*** | -0,527*** | -1,459*** | -1,436*** | -1,399*** |
(0,096) | (0,095) | (0,093) | (0,280) | (0,280) | (0,281) | |
PROFITABILITY | 1,955*** | 1,957*** | 1,916*** | 0,888* | 0,988** | 0,838* |
(0,246) | (0,246) | (0,251) | (0,477) | (0,496) | (0,476) | |
MB | 0,179*** | 0,181*** | 0,183*** | 0,248*** | 0,243*** | 0,254*** |
(0,040) | (0,040) | (0,041) | (0,080) | (0,079) | (0,081) | |
Constant | -1,285*** | -1,192*** | -1,154*** | -6,271*** | -6,174*** | -5,748*** |
(0,314) | (0,302) | (0,287) | (1,257) | (1,170) | (1,138) | |
Số lượng quan sát | 3.348 | 3.353 | 3.358 | 1.060 | 1.076 | 1.068 |
Biến giả ngành công nghiệp | Có | Có | Có | Có | Có | Có |
Biến giả năm | Có | Có | Có | Có | Có | Có |
R-squared | 0,431 | 0,432 | 0,435 | 0,385 | 0,387 | 0,382 |
Kết quả nghiên cứu tại các cột (1) đến (3) chỉ ra rằng hệ số của các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu đều dương và có ý nghĩa thống kê, tức là tác động ngược chiều của tính thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu tồn tại trong giai đoạn quyền bảo vệ nhà đầu tư yếu. Ngược lại, kết quả nghiên cứu tại các cột (4) đến (7) đều chỉ ra rằng hệ số của các biến đo lường tính thanh khoản cổ phiếu là không có ý nghĩa thống kê, tức là tính thanh khoản cổ phiếu không có tác động đến lợi suất cổ phiếu trong giai đoạn quyền bảo vệ nhà đầu tư mạnh.
Để lý giải cho kết quả trên, luận án cho rằng khi quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ yếu, các cổ đông sẽ lo ngại nhiều hơn về việc không thể bán được cổ phiếu của mình. Chính vì vậy, tính thanh khoản cổ phiếu tác động mạnh hơn đến lợi suất cổ phiếu. Trái lại, khi quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ mạnh, các cổ đông không lo ngại nhiều về việc không bán được cổ phiếu. Do đó, tính thanh khoản cổ phiếu không có tác động đến lợi suất cổ phiếu. Kết quả này hàm ý rằng tác động tiêu cực của tính không thanh khoản cổ phiếu đến lợi suất cổ phiếu sẽ giảm đi hoặc bị triệt tiêu khi quyền bảo vệ cổ đông nhỏ lẻ được tăng cường.