Tài liệu PHÂN TÍCH NHÂN TỐ VI MÔ ẢNH HƯỞNG TỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP NIÊM YẾT Ở VIỆT NAM

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG -----------***----------- TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ PHÂN TÍCH NHÂN TỐ VI MÔ ẢNH HƢỞNG TỚI GIÁ TRỊ DOANH NGHIỆP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành : Kinh tế quốc tế Mã số: 62.31.01.06 LÊ PHƢƠNG LAN Người hướng dẫn khoa học PGS.TS. Nguyễn Đình Thọ Hà Nội, 2017 Luận án đƣợc hoàn thành tại: Trƣờng ĐH Ngoại thƣơng Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS. Nguyễn Đình Thọ Phản biện 1: GS.TS. Nguyễn Văn Tiến Phản biện 2: PGS.TS. Nguyễn Thị Mùi Phản biện 3: PGS.TS. Đặng Thị Nhàn Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận án cấp trường tại ĐH Ngoại thương vào hồi....giờ ngày ...... tháng ...... năm 2017 Có thể tìm hiểu Luận án tại thư viện: - Thư viện Quốc gia - Thư viện Đại học Ngoại thương LỜI NÓI ĐẦU 1. Tính cấp thiết của luận án Ở Việt Nam, việc vận hành hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp, quản lý nguồn vốn, phân bổ chi tiêu, ra quyết định liên quan đến nhân sự, điều chỉnh dòng tiền, chính sách cổ tức.v.v. thường được tiến hành trên cơ sở tình hình thực tế tại doanh nghiệp, do lãnh đạo doanh nghiệp quyết định, dựa trên số liệu phân tích và đánh giá đơn lẻ tại doanh nghiệp bất kỳ trong những thời kỳ cụ thể. Chính vì vậy, những biện pháp áp dụng cụ thể tại mỗi doanh nghiệp đôi khi mang tính chủ quan, áp đặt, và thậm chí có phần cảm tính, nếu đem so khớp với bối cảnh chung, có khi không thật sự phù hợp, thậm chí có thể trái ngược hoàn toàn. Vì lý do này, thật sự cần thiết phải có được những nghiên cứu tổng quát, nhằm chỉ ra xu thế chung trong toàn ngành, thiết lập khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm để việc điều chỉnh các chính sách và chiến lược trong doanh nghiệp có cơ sở chắc chắn, phù hợp cả về mặt lý luận và thực tiễn, giúp doanh nghiệp cải thiện được chất lượng hoạt động, và nhờ đó nâng cao được giá trị. Ngành sản xuất công nghiệp tại Việt Nam đang thực sự đóng vai trò quan trọng, đầu tàu trong công cuộc cải cải cách kinh tế, là nhân tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng GDP ở Việt Nam, được kỳ vọng là sẽ ngày càng đóng góp nhiều hơn vào tỉ trọng GDP so với ngành nông nghiệp và dịch vụ. Thúc đẩy tăng trưởng trong ngành sản xuất công nghiệp là chìa khóa giúp kinh tế quốc gia phát triển. Từng doanh nghiệp trong ngành có phát triển và tăng trưởng, mới giúp cho toàn ngành hoàn thành được nhiệm vụ dẫn dắt nền kinh tế đi theo hướng công nghiệp hóa, hiện đại hóa. Việc nâng cao giá trị doanh nghiệp sản xuất công nghiệp không chỉ có ý nghĩa với riêng bản thân doanh nghiệp trong việc cải thiện hình ảnh, tăng vốn chủ sở hữu, thuận lợi hơn trong huy động vốn, mà còn có ý nghĩa to lớn với toàn ngành, giúp tăng cường sức cạnh tranh của toàn ngành sản xuất công nghiệp, trong bối cảnh Việt Nam tích cực hội nhập sâu rộng, gia nhập vào mạng lưới kinh tế toàn cầu, ký kết nhiều hiệp định song phương, đa phương, quốc tế. Nâng cao giá trị của toàn ngành sản xuất công nghiệp chính là một trong những việc làm quan trọng đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế của cả nước. Từ những yêu cầu bức thiết của thực tế, tác giả lựa chọn đề tài nghiên cứu là “Phân tích nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam”, nhằm tập trung vào các nhân tố vi mô của doanh nghiệp chứ không xét đến những nhân tố vĩ mô của nền kinh tế, với mục tiêu phân tích để làm nổi bật tầm ảnh hưởng của chính những nhân tố nội tại của doanh nghiệp có thể tác động đến giá trị của doanh nghiệp, vốn là điều ít được đề cập lâu nay trong các nghiên cứu trước đây. 2. Mục tiêu nghiên cứu của Luận án - Khái quát lý luận về giá trị doanh nghiệp và các nhân tố ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. 1 - Tổng hợp tình hình các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trước đây trên thế giới và tại Việt Nam về vấn đề các nhân tố vi mô ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp. - Đưa ra giả thuyết về ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị doanh nghiệp sản xuất công nghiệp tại Việt Nam - Thu thập số liệu và chạy mô hình nhằm kiểm chứng giả thuyết - Phân tích kết quả chạy mô hình, so sánh với diễn biến thực tế và từ đó đề xuất các biện pháp nhằm giúp nâng cao giá trị doanh nghiệp tại các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam. 3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu của luận án là các nhân tố vi mô ảnh hưởng đến giá trị các doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam. Phạm vi nghiên cứu của luận án là các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết trên 2 sở giao dịch chứng khoán tại Việt Nam. Tiêu chí lựa chon các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp đại diện cho từng ngành nhỏ là: doanh nghiệp có giá trị vốn hóa lớn, nổi tiếng, đứng đầu ngành, và mang tính đại diện cho toàn bộ ngành hoạt động; ngoài ra, ngành hoạt động của doanh nghiệp đó phải bảo đảm tính đa dạng và hoạt động sản xuất kinh doanh chính của các doanh nghiệp phải bao quát hết toàn bộ hoạt động của ngành nghiên cứu. Thời gian của dãy số liệu nghiên cứu sẽ nằm trong giai đoạn 8 năm từ 2008-2015, nhằm đảm bảo quan sát liền mạch và đầy đủ. Những doanh nghiệp không đáp ứng được tiêu chí số liệu đều bị loại bỏ trước khi chạy mô hình. 4. Cấu trúc luận án Trừ phần các danh mục từ viết tắt, bảng biểu, tài liệu tham khảo, luận án được trình bày trong 150 trang, có kết cấu 5 chương: Chương 1: Tổng quan về giá trị doanh nghiệp, mô hình định giá doanh nghiệp sản xuất và lý thuyết về các nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp Chương 2: Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới và Việt Nam về ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị các doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp Chương 3: Phương pháp nghiên cứu các nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam Chương 4: Phân tích các nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam Chương 5: Một số giải pháp để nâng cao giá trị của các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam 5. Nội dung nghiên cứu 5.1. Phƣơng pháp nghiên cứu Nghiên cứu này sử dụng cả phương pháp định tính và định lượng. Về phương pháp định tính, luận án sử dụng thống kê mô tả dựa trên số liệu báo cáo tài chính của doanh nghiệp để so sánh, phân tích, đánh giá thực trạng giá trị doanh nghiệp sản xuất công nghiệp Việt Nam. Căn cứ vào số liệu 2 quan sát, luận án tiến hành thống kê, mô tả số liệu để rút ra những nhận xét về mối quan hệ giữa các nhân tố vi mô và giá trị doanh nghiệp. Về phương pháp định lượng, nghiên cứu lựa chọn các biến có thể lượng hóa được để đưa vào mô hình gồm các yếu tố độc lập và yếu tố phụ thuộc căn cứ theo giả thuyết được trình bày ở chương III. Phần mềm sử dụng để thống kê trong các phân tích định lượng là phần mềm Stata phiên bản 12. Các mô hình kinh tế lượng được sử dụng để ước lượng ảnh hưởng của các nhân tố vi mô lên giá trị doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp Việt Nam gồm OLS, FEM và REM. Tác giả tiến hành hồi quy theo cả 3 mô hình, từ tuyến tính, đến phi tuyến tính, căn cứ vào các kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp nhất, từ đó luận giải kết quả mô hình và đưa ra kết luận thực nghiệm. Giải pháp được tác giả đề xuất cho các doanh nhân làm công tác quản lý doanh nghiệp đều dựa trên những phân tích luận giải kết quả chạy mô hình được trình bày cụ thể ở chương 4. 5.2. Giả thuyết nghiên cứu Giả thuyết 1: Quy mô và giá trị doanh nghiệp có quan hệ cùng chiều Giả thuyết 2: Dòng tiền hoạt động tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 3: Cơ hội tăng trưởng tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 4: Đòn bẩy tài chính tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 5: Khả năng thanh khoản tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 6: Vốn tri thức có tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 7: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ sở hữu giám đốc và giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 8: 8a: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính (hình chữ U) giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước và giá trị doanh nghiệp 8b: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính (hình chữ U ngược) giữa tỷ lệ sở hữu nước ngoài và giá trị doanh nghiệp Giả thuyết 9: 9a: Sự kiêm nhiệm vị trí Chủ tịch HĐQT và (Tổng) Giám đốc có tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp 9b: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT và giá trị doanh nghiệp 9c: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành và giá trị doanh nghiệp 5.3. Mô hình hồi quy Các biến phụ thuộc và biến giải thích sử dụng trong mô hình được tóm tắt trong bảng 3.1. Bên cạnh các nhân tố về đặc trưng doanh nghiệp và chỉ số tài chính, mô hình tập trung nghiên cứu các yếu tố về vốn tri thức, cơ cấu sở hữu, vấn đề đại diện và quản trị công ty. 3 Bảng 3.1: Tóm tắt các biến sử dụng trong mô hình Đo lƣờng Biến Biểu thị Biến phụ thuộc Tobin’s Q Giá trị doanh nghiệp MB Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu + giá trị sổ sách của tài sản – giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu)/ giá trị sổ sách của tài sản Giá trị thị trường của VCSH/ Giá trị sổ sách của VCSH Giá trị doanh nghiệp Biến độc lập Size Quy mô doanh nghiệp CFO Dòng tiền Capex Leverage Liquid VAIC OWNCEO OWNCEO2 OWNCEO3 SO SO2 FO Logarit tự nhiên của tổng tài sản Dòng tiền từ hoạt động kinh doanh/ doanh thu thuần Chi phí vốn hóa/ doanh thu thuần Tổng nợ trên tổng tài sản Tiền và tương đương tiền/ nợ ngắn hạn Hệ số giá trị gia tăng tri thức Tỷ lệ sở hữu của (Tổng) Giám đốc Bình phương tỷ lệ sở hữu của (Tổng) Giám đốc Lập phương tỷ lệ sở hữu của (Tổng) Giám đốc Tỷ lệ cổ phần nhà nước sở hữu Bình phương tỷ lệ cổ phần nhà nước sở hữu Tỷ lệ cổ phần nhà đầu tư nước ngoài sở hữu Bình phương tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi nhà đầu tư nước ngoài Số lượng thành viên HĐQT Bình phương số lượng thành viên HĐQT Tỷ lệ số thành viên HĐQT không tham gia ban điều hành Bình phương tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành Cơ hội tăng trưởng Cơ cấu vốn Thanh khoản Vốn tri thức Sở hữu giám đốc Tác động phi tuyến tính của sở hữu giám đốc Tác động phi tuyến tính của sở hữu giám đốc Sở hữu nhà nước Tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước Sở hữu nước ngoài FO2 Tác động phi tuyến tính của sở hữu nước ngoài BoardSize Quy mô HĐQT 2 BoardSize Tác động phi tuyến tính của quy mô HĐQT NED Thành viên HĐQT không điều hành 2 NED Tác động phi tuyến tính của thành viên HĐQT không điều hành CEOCHAIR Kiêm nhiệm Bằng 1 nếu CEO đồng thời là Chủ tịch HĐQT, bằng 0 nếu ngược lại Nguồn: Tác giả 4 Phương pháp ước lượng mô hình Nghiên cứu sử dụng 3 phép ước lượng thường được sử dụng với dữ liệu bảng là Ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS), mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). OLS Ước lượng OLS gộp bỏ qua cấu trúc bảng của dữ liệu (Schmidheiny, 2014) và coi dữ liệu bảng như một bộ dữ liệu bình thường không phân biệt theo năm. Nói cách khác, trong mô hình hệ số không thay đổi, tất cả các hệ số chặn và hệ số góc được giả định là như nhau giữa các thực thể (cá nhân, doanh nghiệp, quốc gia...); theo cách này, trục không gian và thời gian của dữ liệu bảng bị bỏ qua, dữ liệu bị gộp lại và được ước lượng OLS (Akbar và các cộng sự, 2011). Nếu tác động cá nhân (tác động chéo hoặc tác động thời gian) không tồn tại (ui = 0), ước lượng OLS tạo ra các tham số ước lượng hiệu quả và thống nhất. Yit = α + β + εit (ui = 0) Theo Greene (2008), các giải thiết chính của OLS là: • Giả thiết 1: Biến phụ thuộc được xác định là hàm tuyến tính của các biến độc lập và sai số ngẫu nhiên. • Giả thiết 2: Kỳ vọng có điều kiện của sai số ngẫu nhiên bằng 0 và không có hiện tượng tương quan giữa biến độc lập Xi và sai số ngẫu nhiên: E (εi / Xi) = 0, Cov (Xi , εi) = 0  i • Giả thiết 3: Các sai số ngẫu nhiên có phương sai bằng nhau (phương sai thuần nhất) và không tương quan với nhau: Var (εi / Xi) = 2 i ; Cov (εi , εj) = 0 ij • Giả thiết 4: Biến độc lập Xi là phi ngẫu nhiên, các giá trị của chúng phải được xác định trước. • Giả thiết 5: Không có đa cộng tuyến hoàn hảo giữa các biến Dù đơn giản, hồi quy gộp có thể làm biến dạng hình ảnh về mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Khi tác động cá nhân tồn tại trong dữ liệu bảng, các giả thiết số 2 và số 3 của ước lượng OLS có thể bị vi phạm, vì vậy, ước lượng OLS không còn là ước lượng không chệch tốt nhất (Park, 2011). Các mô hình dữ liệu bảng cung cấp giải pháp cho các vấn đề này. FEM Các mô hình tác động cố định xem xét tác động cố định của cá thể hoặc khoảng thời gian hoặc cả hai. Mô hình được cho là đơn giản trong tính toán và dễ giải thích tác động cố định là LSDV (Least square dummy variable). Mô hình này xem xét tác động cố định của i cá thể bằng sử dụng i-1 biến giả. Mô hình xem xét tác động cố định của t khoảng thời gian sẽ sử dụng t-1 biến giả. Hai dạng này được gọi là mô hình tác động cố định một chiều. Mô hình xem xét cả tác động cố định của các cá thể và các khoảng thời gian được gọi là mô hình hai chiều. Mô hình vừa đề cập phải sử dụng lượng lớn biến giả (thể hiện i-1 thực thể và t-1 khoảng thời gian), có thể dẫn đến các vấn đề về đa cộng tuyến (Akbar và 5 các cộng sự, 2011). Dạng hàm của mô hình tác động cố định (của cá thể) một chiều như sau: Yit = (α + ui ) + β + εit Trong đó, ui là tác động cố định cụ thể của một cá thể hoặc khoảng thời gian, và sai số εit tuân theo quy luật phân phối IID (0, σ2).Trong mô hình FEM, ui có thể tương quan với các biến độc lập, việc mà nếu xảy ra trong ước lượng OLS sẽ vi phạm giả thiết và khiến ước lượng bị chệch. Trong mô hình này hệ số góc không thay đổi nhưng hệ số chặn khác nhau giữa các đơn vị nhóm/ cá thể/ thực thể. Mô hình tác động cố định phân tích mối quan hệ giữa biến giải thích và biến phụ thuộc bên trong mỗi thực thể và được sử dụng trong phân tích ảnh hưởng của các biến số biến đổi qua thời gian. Mô hình tác động cố định loại bỏ tác động của những đặc trưng bất biến qua thời gian, vì vậy chúng ta có thể đánh giá ảnh hưởng thuần của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Nói cách khác, mô hình nghiên cứu tác động cố định không bao gồm các biến biểu thị đặc điểm bất biến của cá thể trong khoảng thời gian nghiên cứu (ví dụ như giới tính, chủng tục...). Mỗi thực thể có các đặc điểm riêng mà có thể hoặc không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Theo Oscar (2007), khi sử dụng mô hình tác động cố định, chúng ta giải định rằng đặc điểm nào đó bên trong mỗi thực thể có thể tác động đến biến phụ thuộc và cần phải kiểm soát điều này. Đây là lý do đằng sau giả định về tương quan giữa sai số của thực thể với các biến độc lập. Một giả thiết quan trọng của mô hình tác động cố định là các đặc điểm bất biến theo thời gian này là duy nhất với mỗi thực thế và không tương quan với đặc điểm của thực thế khác. Mỗi thực thể khác nhau nên sai số và phần hệ số chặn riêng (ui) không tương quan với thực thể khác. Nếu sai số tương quan thì mô hình tác động cố định không phù hợp vì các suy diễn sẽ không chính xác và mô hình tác động ngẫu nhiên nên được sử dụng. Đây cũng là cơ sở của kiểm định Hausman. REM Mô hình tác động ngẫu nhiên một chiều như sau: Yit = α + β + (ui + εit ) Không giống với mô hình tác động cố định, đặc điểm riêng của các thực thể (ui) được giả định là ngẫu nhiên, không tương quan với các biến độc lập và là một phần của sai số ngẫu nhiên tổng thể (ui + εit ). Sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên khi tin rằng sự khác nhau giữa các thực thể có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Sự khác nhau giữa các thực thể (hay khoảng thời gian nằm ở sai số ngẫu nhiên, không phải ở hệ số chặn. Vì vậy, hệ số góc và hệ số chặn giống nhau giữa các cá thể. Ưu điểm của mô hình tác động ngẫu nhiên là có thể đưa vào mô hình biến độc lập bất biến theo thời gian. Trong mô hình tác động cố định, biến này được thể hiện trong hệ số chặn. 6 Bảng 3.2: So sánh FEM và REM Dạng hàm Giả định Hệ số chặn Phương sai sai số FEM Yit = (α + ui ) + β + εit Tác động cá thể được phép tương quan với các biến độc lập khác Khác nhau giữa các cá thể/ khoảng thời gian Không đổi Hệ số góc Không đổi Phương pháp ước LSDV lượng Kiểm định giả Kiểm định F thuyết REM Yit = α + β + (ui + εit ) Tác động cá thể không tương quan với các biến độc lập khác Không đổi Phân phối ngẫu nhiên giữa các cá thể/ khoảng thời gian Không đổi GLS, FGLS Kiểm định Breusch-Pagan LM Nguồn: Park (2011) Tác động cố định được kiểm định bẳng kiểm định F, trong khi tác động ngẫu nhiên được kiểm định bằng kiểm định hệ số nhân Lagrange (Breusch and Pagan, 1980). Trong kiểm định F, giả thuyết không là tất cả các tham số ước lượng của các biến giả biểu thị các cá thể đều bằng 0. H0: u1 = u2 = ... = un-1 = 0. Giả thuyết đối là ít nhất một ui khác không. Kiểm định so sánh ước lượng LSDV với OLS và xem xét mức độ phù hợp của mô hình (SSE hay R2) thay đổi như thế nào. Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động cố định có ý nghĩa hoặc có sự tăng lên có ý nghĩa về mức độ phù hợp trong mô hình tác động cố định, vì vậy mô hình tác động cố định tốt hơn OLS gộp. Kiểm định Breusch-Pagan LM xem xét giả thuyết phương sai cá thể bằng 0, H0: = 0. Thống kê LM tuân theo quy luật phân phối χ2 với một bậc tự do. Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động ngẫu nhiên có ý nghĩa trong dữ liệu bảng, và mô hình tác động ngẫu nhiên tốt hơn OLS gộp. Kiểm định Hausman so sánh hai mô hình FEM và REM dưới giả thuyết không rằng các tác động cá thể không tương quan với bất cứ biến độc lập nào trong mô hình (Hausman, 1978). Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, ước lượng LSDV là nhất quán còn ước lượng GLS không nhất quán và bị chệch (Greene, 2008), hay mô hình FEM tốt hơn REM. Tuy nhiên, nhược điểm của kiểm định Hausman là không áp dụng với thống kê χ2 có giá trị âm. Trong trường hợp này, lệnh xtoverid trong STATA, cho ra thống kê Sargan-Hansen, được sử dụng thay thế. 6. Các kết quả, phát hiện chính và kết luận 6.1. Kết quả chạy mô hình hồi quy: Bảng 4.4 tóm tắt kết quả hồi quy bằng ước lượng OLS. Mô hình 1 phân tích tác động tuyến tính của các biến độc lập đến Tobin’s Q. Mô hình 2 nghiên cứu các quan hệ phi tuyến tính bậc hai giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài, quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành với giá trị 7 doanh nghiệp bằng cách bổ sung các biến SO2, FO2, BoardSize2 và NED2. Mô hình 3 thêm các biến OWNCEO2 và OWNCEO3 để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến tính (hình chữ N) giữa tỷ lệ sở hữu giám đốc và giá trị doanh nghiệp. Các giá trị thống kê F lớn, p-value < 1% cho thấy sự phù hợp của các mô hình. Khi bổ sung các biến từ mô hình 1 đến mô hình 3, giá trị R2 điều chỉnh đều tăng lên, dù lượng tăng lên khá khiêm tốn, cho thấy các biến trong mô hình sau có khả năng giải thích sự biến thiên của Tobin’s Q. Các kết quả hồi quy OLS từ mô hình 1 đến mô hình 3 cho thấy tác động tích cực có ý nghĩa của quy mô, dòng tiền hoạt động và sự kiêm nhiệm đến giá trị doanh nghiệp trong khi đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng âm có ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Mối quan hệ phi tuyến tính lần lượt giữa tỷ lệ sở hữu giám đốc, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài với giá trị doanh nghiệp cũng được xác nhận qua các ước lượng có ý nghĩa thống kê trong mô hình 2 và 3. Tuy nhiên, tìm thấy ít hoặc không tìm thấy bằng chứng ủng hộ tác động của cơ hội tăng trưởng, khả năng thanh toán nhanh, quy mô HĐQT và tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành đến giá trị doanh nghiệp thông qua các ước lượng OLS. Bảng 4.4: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình OLS gộp Mô hình 2 Mô hình 3 Hệ số góc t Hệ số góc t Size 0,0787*** 5,86 0,0739*** 5,49 CFO 0,0802** 2,50 0,0747** 2,33 Capex -0,0317 -1,50 -0,0337 -1,60 Leverage -1,2630*** -14,86 -1,2413*** -14,60 Liquid 0,0135 0,84 0,0124 0,78 VAIC -0,0070 -1,64 -0,0071* -1,66 OWNCEO 0,5997*** 2,90 -1,8997** -2,37 2 OWNCEO 12,4280*** 2,73 3 OWNCEO -12,7780** -2,08 SO -0,0002 0,00 1,1325*** 6,29 1,0591*** 5,86 2 SO -1,8055*** -6,54 -1,7795*** -6,46 FO 1,1791*** 9,24 -0,5643* -1,67 -0,5901* -1,75 2 FO 3,8840*** 5,20 3,9424*** 5,29 BoardSize 0,0082 0,63 -0,1410 -1,58 -0,1316 -1,47 2 BoardSize 0,0109 1,65 0,0105 1,60 NED -0,0152 -0,20 -0,3685 -1,13 -0,3745 -1,15 2 NED 0,3160 1,06 0,3065 1,03 CEOCHAIR 0,3655*** 3,46 0,0904*** 2,94 0,1066*** 3,44 _cons 1,4763 14,60 1,9513*** 6,45 1,9860*** 6,58 N 1802 1802 1802 2 R điều chỉnh 0,2905 0,3160 0,3200 F(12,1789)=62,46*** F(16,1785)=53,00*** F(18,1783)=48,08*** *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả kiểm định Breusch - Pagan LM cho cả 3 mô hình đều xác nhận mô hình tác động ngẫu nhiên REM tốt hơn OLS gộp. Biến độc lập Mô hình 1 Hệ số góc t 0,0584*** 4,35 0,0742** 2,27 -0,0358* -1,67 -1,1714*** -13,67 0,0169 1,04 -0,0057 -1,32 0,3655* 1,76 8 Bảng 4.5: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình tác động ngẫu nhiên Biến độc lập Mô hình 1 Hệ số góc Mô hình 2 z Hệ số góc Mô hình 3 z Hệ số góc z Size -0,0067 -0,45 -0,0027 -0,18 -0,0029 -0,20 CFO -0,0028 -0,20 -0,0026 -0,19 -0,0023 -0,17 Capex -0,0011 -0,12 -0,0010 -0,11 -0,0013 -0,15 -0,8034*** -11,97 -0,8162*** -12,12 -0,7969*** -11,82 Liquid -0,0072 -0,89 -0,0070 -0,86 -0,0072 -0,88 VAIC -0,0030 -1,03 -0,0027 -0,92 -0,0027 -0,90 0,2370** 1,99 0,2367** 1,97 -1,3282*** -2,69 8,5045*** 3,26 Leverage OWNCEO OWNCEO2 OWNCEO3 SO -0,1134*** -2,75 -0,2896*** -3,07 -0,61 -0,0851 -0,65 -0,0438 -0,22 -0,0455 -0,23 -0,4740** -2,23 -0,4394** -2,07 0,4796 0,98 0,4415 0,90 0,0179 0,38 0,0208 0,44 -0,0018 -0,51 -0,0021 -0,60 0,3193* 1,84 0,3354* 1,94 -0,3715** -2,32 -0,3938** -2,47 FO2 BoardSize -0,0049 -0,53 BoardSize2 NED -0,0669 -1,46 NED2 CEOCHAIR _cons N Breusch and Pagan LM -3,05 -0,0800 SO2 FO 10,0307*** -0,0122 -0,66 -0,0109 -0,59 -0,0104 -0,56 1,9722*** 20,22 1,7973*** 10,19 1,8020*** 10,24 1802 1802 1802 chi2(12)=215,82*** chi2(16)=223,16*** chi2(18)=235,16*** chibar2(01)=3582,72*** chibar2(01)=3508,12*** chibar2(01)=3486,47*** *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả kiểm định F test cho cả 3 mô hình đều xác nhận mô hình tác động cố định FEM tốt hơn OLS gộp. 9 Bảng 4.7: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Mô hình tác động cố định Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Biến độc lập Hệ số góc t Hệ số góc t Hệ số góc t Size -0,0503*** -3,06 -0,0480*** -2,91 -0,0469*** -2,85 CFO -0,0105 -0,79 -0,0107 -0,80 -0,0102 -0,77 Capex 0,0000 0,00 -0,0005 -0,06 -0,0008 -0,09 Leverage -0,6106*** -8,70 -0,6075*** -8,64 -0,5917*** -8,41 Liquid -0,0081 -1,03 -0,0079 -0,99 -0,0079 -1,00 VAIC -0,0052* -1,77 -0,0052* -1,76 -0,0050* -1,72 OWNCEO 0,2360** 2,00 0,2262* 1,92 -1,1884** -2,41 2 OWNCEO 7,6861*** 2,98 3 OWNCEO -9,0909*** -2,81 SO -0,1058** -2,54 -0,2309* -1,77 -0,2299* -1,76 2 SO 0,1994 1,00 0,1948 0,97 FO -0,4626*** -4,84 -0,4139** -1,97 -0,3858* -1,84 2 FO -0,1469 -0,30 -0,1759 -0,36 BoardSize -0,0117 -1,27 0,0298 0,65 0,0314 0,68 2 BoardSize -0,0032 -0,94 -0,0034 -1,01 NED -0,0612 -1,35 0,3542** 2,10 0,3708** 2,20 2 NED -0,4023** -2,58 -0,4244*** -2,72 CEOCHAIR -0,0266 -1,47 -0,0255 -1,41 -0,0255 -1,40 _cons 2,2207*** 21,73 1,9900*** 11,36 1,9887*** 11,38 N 1802 1802 1802 F(12,1509)=17,11*** F(16,1505)=13,38*** F(18,1503)=12,45*** F test F(280,1509)=47,01*** F(280,1505)=45,17*** F(280,1503)=45,06*** Hausman chi2(12)=276.09*** Sarganchi2(16)=164,6*** chi2(18)=164,23*** Hansen *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Các thống kê χ2 trong kiểm định Hausman (hoặc Sargan-Hansen) cao, pvalue <1% bác bỏ giả thuyết H0, gợi ý mô hình FEM phù hợp hơn REM. Trong bảng kết quả hồi quy với mô hình FEM, cả 3 mô hình đều xác nhận rằng các biến CFO, Capex, Liquid, BoardSize và CEOCHAIR không có tác động ý nghĩa đến Tobin’s Q. Các biến Size, Leverage và VAIC tác động tiêu cực đến Tobin’s Q ở mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 1% và 10% trong cả 3 mô hình. Kết quả ước lượng của mô hình 2 và 3 cho thấy không tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính có ý nghĩa giữa 10 SO và FO với Tobin’s Q. Thay vào đó, SO và FO đều có tác động tiêu cực đến Tobin’s Q. Ngược lại, kết quả ước lượng xác nhận OWNCEO và NED có mối quan hệ phi tuyến tính với Tobin’s Q nhưng với hình dạng khác nhau. Tobin’s Q giải thích bởi OWNCEO theo một hàm bậc ba. Biểu đồ minh họa mối quan hệ giữa NED và Tobin’s Q là đường parabol lồi (concave) vì hệ số góc của NED dương và của NED2 âm. Nói cách khác, Khi NED tăng dần, Tobin’s Q sẽ tăng dần cho đến khi đạt điểm cực đại sẽ đổi chiều giảm dần. Để xác định điểm cực đại, tại đó chiều tác động của NED lên Tobin’s Q thay đổi, hãy xem xét các phương trình sau với tham số ước lượng trong mô hình 3 với ước lượng FEM được sử dụng (y là Tobin’s Q, x là NED): y = 0,3708x – 0,4244x2 dy/dx = 0,3708 – 2.0,4244x = 0,3708 – 0,8488x dy/dx = 0  0,3708 – 0,8488x = 0  x = 0,44 Như vậy, khi tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành NED tăng lên, Tobin’s Q sẽ tăng và đạt giá trị cực đại tại điểm mà NED = 44%, sau đó khi NED tiếp tục tăng, Tobin’s Q sẽ giảm dần. Khi tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng từ 0% đến khoảng 9%, giá trị doanh nghiệp giảm; sự tăng lên của sở hữu giám đốc trong khoảng từ 9% đến 47% sẽ làm tăng giá trị doanh nghiệp; và sau mức 47%, giá trị doanh nghiệp lại giảm. Từ kết quả ước lượng bằng mô hình FEM, có thể thấy hệ số góc VAIC âm, trái với kỳ vọng. Do VAIC lại được cấu thành từ 3 hệ số con, gợi ý rằng những hệ số con này có thể có tác động đến Tobin’s Q với chiều hướng khác nhau. Kết quả hồi quy trong bảng ủng hộ nhận định trên. Thay vì sử dụng hệ số tổng hợp VAIC, 3 hệ số con là HCE, SCE và CEE được đưa vào mô hình. Dấu của 3 hệ số con này không cùng chiều và dấu của mỗi hệ số lại khác nhau giữa các mô hình. Mô hình OLS cho thấy vốn nhân lực HCE có mối quan hệ ngược chiều có ý nghĩa với Tobin’s Q trong khi vốn cấu trúc SCE có tác động tích cực có ý nghĩa đến biến phụ thuộc này. Tuy nhiên, theo kết quả ước lượng trong mô hình FEM, mô hình phù hợp hơn OLS và REM theo kết quả kiểm định, không tìm thấy tác động có ý nghĩa của hiệu quả vốn nhân lực HCE và hiệu quả vốn cấu trúc SCE lên Tobin’s Q. Tác động tiêu cực có ý nghĩa của VAIC lên Tobin’s Q thực chất không đến từ các yếu tố của vốn tri thức mà là do vốn tài chính CEE. 11 Bảng 4.8: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q: Các thành tố của VAIC Biến độc lập Size CFO Capex Leverage Liquid HCE SCE CEE OWNCEO OWNCEO2 OWNCEO3 SO SO2 FO FO2 BoardSize BoardSize2 NED NED2 CEOCHAI R _cons N OLS gộp Hệ số góc 0,0809*** 0,0558* -0,0021 -1,3372*** 0,0121 -0,0204*** 0,4949*** 0,6054*** -1,7199** 11,5829*** -11,9561** 0,8432*** -1,4483*** -0,8068** 4,0453*** -0,0650 0,0058 -0,1626 0,1051 t 6,12 1,82 -0,11 -16,43 0,80 -3,90 5,60 13,20 -2,25 2,67 -2,05 4,88 -5,49 -2,51 5,70 -0,76 0,91 -0,52 0,37 REM Hệ số góc 0,0000 -0,0003 -0,0031 -0,8113*** -0,0078 0,0005 -0,0607 -0,0418 -1,3292*** 8,4697*** -9,9457*** -0,0658 -0,0813 -0,4544** 0,5473 0,0179 -0,0018 0,3237* -0,3831** z 0,00 -0,03 -0,33 -11,74 -0,94 0,15 -1,07 -1,13 -2,66 3,20 -2,98 -0,50 -0,40 -2,11 1,11 0,38 -0,50 1,85 -2,37 FEM Hệ số góc -0,0587*** -0,0082 -0,0051 -0,5322*** -0,0089 -0,0003 -0,0367 -0,1772*** -1,0530** 6,9395*** -8,1769** -0,2461* 0,2183 -0,3782* -0,1335 0,0231 -0,0027 0,3741** -0,4223*** t -3,54 -0,63 -0,58 -7,44 -1,13 -0,09 -0,66 -4,69 -2,15 2,71 -2,54 -1,90 1,10 -1,81 -0,28 0,51 -0,82 2,23 -2,73 0,0857*** 2,89 -0,0061 -0,32 -0,0222 -1,22 1,2712*** 4,33 1,8362*** 10,20 2,1256*** 12,05 1802 1802 1802 F(20,1781)=56,92 chi2(20)=238,81 F(20,1501)=12,51 *,**,*** lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả 3 kiểm định lựa chọn mô hình cho thấy FEM thích hợp nhất: F – test: F(280, 1503) = 40,97*** Breusch and Pagan LM: chibar2(01) = 2980,35*** Hausman: chi2(20) =161,11*** Các kết quả ước lượng với các thành tố của VAIC cũng chỉ ra các nhân tố còn lại tác động có ý nghĩa giống với kết quả ước lượng với VAIC, góp phần làm tăng tính tin cậy cho kết quả nghiên cứu. 6.2. Phát hiện chính của luận án: Từ những kết quả mô hình hồi quy đa biến như trên, luận án có kết luận như sau về các giả thuyết đã đặt ra: Giả thuyết 1 về quan hệ cùng chiều giữa quy mô doanh nghiệp và giá trị doanh nghiệp bị bác bỏ. Hệ số góc của biến Size âm trong các mô hình ước lượng bằng FEM, với mức ý nghĩa 1%, cho thấy quy mô doanh nghiệp càng lớn thì giá trị doanh nghiệp càng bị thị trường đánh giá thấp. Kết quả này gợi ý rằng 12 với các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam, những nhược điểm của quy mô lớn như khó quản lý, vấn đề đại diện nghiên trọng hơn lớn hơn những lợi ích của hiệu quả kinh tế theo quy mô hay các lợi thế cạnh tranh có được từ sức mạnh thị trường. Trong các mô hình ước lượng bằng OLS, hệ số góc của biến CFO dương có ý nghĩa, gợi ý tác động tích cực của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, trong các mô hình ước lượng bằng REM và FEM, hệ số góc của CFO âm và không có ý nghĩa thông kê. Vì vậy, tác giả kết luận một cách thận trọng sẽ là có ít bằng chứng ủng hộ giả thuyết 2 về tác động tích cực của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp. Có thể dòng tiền hoạt động không phải là chỉ tiêu được nhiều nhà đầu tư quan tâm và sử dụng trong đánh giá doanh nghiệp, dẫn đến mối quan hệ giữa hai biến số này không rõ ràng. Trong hầu hết các kết quả ước lượng, tham số ước lượng không đạt được mức ý nghĩa, đồng nghĩa với việc bác bỏ giả thuyết 3 về tác động tích cực của cơ hội tăng trưởng đến giá trị doanh nghiệp. Lập luận nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam chưa quan tâm nhiều đến các chỉ tiêu về dòng tiền lại một lần nữa có thể lý giải cho kết quả này bởi nghiên cứu này đo lường cơ hội tăng trưởng bằng tỷ lệ dòng tiền đầu tư vào tài sản cố định trên doanh thu thuần. Các nhà đầu tư cá nhân và đầu tư ngắn hạn thường sử dụng phân tích kỹ thuật và các chỉ tiêu lợi nhuận, cổ tức hơn là quan tâm và thực hiện phân tích chuyên sâu về dòng tiền và cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy ủng hộ giả thuyết 4 về tác động tiêu cực của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện giữa cổ đông và chủ nợ hơn là lý thuyết MM với tỷ lệ nợ mục tiêu (tối ưu). Những doanh nghiệp vay nợ nhiều hơn sẽ tham gia những dự án ít rủi ro hơn, đồng nghĩa với việc đầu tư dưới mức. Vì vậy, tỷ lệ vay nợ cao hơn có thể dẫn đến hiệu quả hoạt động thấp hơn, giá trị của cổ động không được tối đa hóa, làm giảm giá trị doanh nghiệp. Và những tổn thất do mục tiêu khác nhau giữa cổ đông và chủ nợ, cùng việc đầu tư dưới mức lớn hơn lợi ích về thuế khi sử dụng đòn bẩy. Kết quả này cũng phần nào ủng hộ lý thuyết trật tự phân hạng. Những doanh nghiệp có giá trị cao nhất, thường phải có mức lợi nhuận cao, lại đi vay ít nhất vì họ ưu tiên sử dụng nguồn vốn nội bộ là lợi nhuận giữ lại trước khi đi vay nợ. Ngược lại, những doanh nghiệp có kết quả kinh doanh kém, giá trị doanh nghiệp thấp, phải tích cực huy động nguồn vốn nợ để tài trợ cho các dự án đầu tư. Hệ số góc của biến Liquid trong hầu hết các mô hình đều âm như kỳ vọng nhưng lại không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng không có 13 bằng chứng ủng hộ giả thuyết 5 rằng khả năng thanh toán tiền mặt có tác động tiêu cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này có thể do các doanh nghiệp đều duy trì một tỷ lệ thanh khoản hợp lý, vì vậy không tồn tại tác động của tỷ lệ này đến sự khác nhau về giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, trường hợp này khó có thể xảy ra khi thống kê mô tả cho thấy tỷ lệ thanh khoản rất khác nhau giữa quan sát. Vì vậy, giải thích hợp lý hơn là nhà đầu tư không coi trọng yếu tố khả năng thanh toán tiền mặt của doanh nghiệp khi quyết định đầu tư cổ phiếu. Có lẽ nhà đầu sự phát triển của thị trường tài chính giúp doanh nghiệp có thể dễ dàng huy động nguồn quỹ tức thời khiến nguy cơ vỡ nợ do mất thanh khoản của doanh nghiệp sản xuất là gần như không có. Có ít bằng chứng ủng hộ giả thuyết 8 về ảnh hưởng dương của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp. Trong các mô hình sử dụng hệ số VAIC ước lượng bằng FEM, hệ số góc của biến này âm ở mức ý nghĩa 10%. Chi tiết hơn, mô hình sử dụng 3 thành tố của VAIC là HCE, SCE và CEE gợi tác động tiêu cực của cả chỉ số VAIC là do tác động tiêu cực có ý nghĩa của vốn tài chính CEE trong khi hai hệ số về vốn tri thức là vốn nhân lực HCE và vốn cấu trúc SCE không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, bằng ước lượng OLS, HCE lại có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến Tobin’s Q trong khi SCE có tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả ước lượng của FEM cho rằng không có mối liên hệ có ý nghĩa giữa các thành tố của vốn tri thức (vốn nhân lực và vốn tri thức) đến giá trị doanh nghiệp trong khi ước lượng OLS lại chỉ ra tác động khác nhau (ngược chiều) của hai thành tố này đến giá trị doanh nghiệp. Nếu dựa trên kết quả OLS, có thể thấy nhà đầu tư có vẻ đánh giá giá trị doanh nghiệp cao hơn dựa trên các “sản phẩm” của con người là vốn cấu trúc (cơ sở dữ liệu, phần mềm, chiến lược, quy trình, thủ tục và chuỗi cung ứng...) hơn là dựa trên chính yếu tố con người (vốn nhân lực). Tuy nhiên, rõ ràng kết quả ước lượng bằng FEM là đáng tin cậy hơn. Việc vốn tri thức không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp có thể xuất phát từ việc doanh nghiệp sản xuất Việt Nam tích lũy còn ít vốn tri thức và sự khác nhau giữa các doanh nghiệp còn thấp. Xét theo mô hình của Edvisson (2000), các doanh nghiệp Việt Nam mới ở giai đoạn đầu của quá trình phát triển vốn tri thức. Tuy nhiên, thực tế cho thấy không ít doanh nghiệp niêm yết không chỉ sở hữu nguồn nhân lực chất lượng cao mà còn tạo ra những tài sản tri thức khác giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp. Vì vậy, sự lý giải hợp lý khác là tại thị trường chứng khoán chưa phát triển như Việt Nam do nhận thức nhà đầu tư về vốn tri thức còn thấp. Vấn đề này sẽ được tiếp tục thảo luận sâu hơn khi so sánh với các thị trường chứng khoán khác trong các phần sau của luận án. 14 Kết quả ước lượng xác nhận mối quan hệ phi tuyến tính (bậc 3) giữa tỷ lệ sở hữu của giám đốc và giá trị doanh nghiệp như đề xuất trong giả thuyết 7. Trong cả 3 mô hình ước lượng bằng OLS, REM và FEM, hệ số góc của biến OWNCEO, OWNCEO2 và OWNCEO3 đều có ý nghĩa. Khi tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng lên tới khoảng 9%, giá trị doanh nghiệp sẽ giảm, sau đó tăng lên khi tỷ lệ sở hữu này tăng từ 9 – 47%; sau 47%, giá trị doanh nghiệp lại giảm. Kết quả này cho thấy lý thuyết của Jensen và Meckling (1987) rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc càng lớn, chi phí đại diện càng thấp đúng khi mức sở hữu đạt một mốc nhất định (mà trong trường hợp các doanh nghiệp sản xuất Việt Nam là 9%). Kết quả nghiên cứu cũng ủng hộ giả thuyết cố thủ (entrenchment hypothesis) khi chỉ ra rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc khi đạt một mức cao nào đó (47% trong trường hợp này), việc tăng tỷ lệ sở hữu này sẽ làm phát sinh các chi phí cố thủ và làm giảm giá trị doanh nghiệp. Các kết quả hồi quy cho thấy cấu trúc sở hữu có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, nhưng không ủng hộ các giả thuyết 8a và 8b về mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ sở hữu nhà nước và tỷ lệ sở hữu nước ngoài với giá trị doanh nghiệp. Cụ thể, tỷ lệ sở hữu nhà nước có tác động tiêu cực tới giá trị doanh nghiệp. Kết quả này gợi ý rằng Nhà nước sử dụng các doanh nghiệp mà trong đó Nhà nước quyền biểu quyết (nhiều khi là tối đa) để thực hiện các mục tiêu chính trị - xã hội thay vì mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận hơn là tận dụng các mối quan hệ chính trị và hỗ trợ từ Chính phủ để gia tăng giá trị doanh nghiệp. Ngoài ra, cũng có thể là những doanh nghiệp có sở hữu nhà nước còn chịu thêm chi phí đại diện phát sinh do những người đại diện phần vốn nhà nước tại doanh nghiệp. Tương tự, tỷ lệ sở hữu nước ngoài càng lớn sẽ kéo theo giá trị doanh nghiệp càng thấp. Tác động tiêu cực có ý nghĩa của biến FO đến Tobin’s Q hàm ý rằng nhà đầu tư nước ngoài có lẽ đang theo đuổi các lợi ích riêng hơn là cải thiện các vấn đề quản trị công ty hay hiệu quả quản lý tại doanh nghiệp bản địa Việt Nam. Có ý kiến cho rằng nếu sở hữu nước ngoài bị phân toán cho nhiều nhà đầu tư nhỏ, họ khó có thể ảnh hưởng đến hành vi của doanh nghiệp. Tuy nhiên, Phan Huu Viet (2013) trong nghiên cứu của mình đã chỉ ra rằng với hầu hết những doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu trên 30% có một nhà đầu tư nước ngoài nắm giữa tỷ lệ cổ phần lớn nhất hoặc thứ hai. Một nhà đầu tư với tỷ lệ sở hữu lớn có thể sử dụng quyền của cổ đông lớn để tác động tới hành vi của doanh nghiệp mà những hành vi đó làm tổn hại đến lợi ích của những cổ đông khác. Hệ số góc của biến CEOCHAIR trong các ước lượng với FEM âm, đúng với kỳ vọng về tác động tiêu cực của việc kiêm nhiệm đến giá trị doanh nghiệp, 15 nhưng không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Như vậy giả thuyết 9a bị bác bỏ. Tham số ước lượng và thống kê t thấp của 2 biến BoardSize và BoardSize2 cũng là những bằng chứng bác bỏ giả thuyết 9b về ảnh hưởng của quy mô HĐQT đến giá trị doanh nghiệp. Như vậy, tại các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam, không có tồn tại một con số tối ưu về lượng thành viên HĐQT như Lipton và Lorsch (1992) và Jensen (1993) đề xuất (7 – 8 hoặc 8 – 9 thành viên). Thay vào đó, số lượng thành viên HĐQT có lẽ phụ thuộc vào đặc điểm và chiến lược của mỗi doanh nghiệp. Vì vậy, giới hạn số lượng thành viên HĐQT trong khoảng từ 3 – 11 người theo quy định của Bộ Tài chính có vẻ thích hợp, tạo sự linh hoạt cho doanh nghiệp khi áp dụng. Dù không tồn tại một quy mô HĐQT tối ưu, có bằng chứng ủng hộ về tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành tối ưu. Giả thuyết về mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành (NED) và giá trị doanh nghiệp được ủng hộ. Như đã phân tích, tỷ lệ này xoay quanh khoảng 44%, lớn hơn mức tối thiểu yêu cầu bởi Bộ Tài chính (33,33%). Trong phần tiếp theo, luận án tiến hành phân tích cấp ngành và rút ra một số kết luận về các ngành nhỏ thuộc ngành sản xuất công nghiệp: Quy mô nhìn chung có ảnh hưởng tiêu cực đến giá trị của doanh nghiệp vì hệ số góc của biến Size âm trong cả 6 mô hình, dù không đạt được mức ý nghĩa trong tất cả các mô hình. Không tìm thấy bằng chứng ủng hộ tác động của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp của cả 6 ngành. Ảnh hưởng của cơ hội đầu tư không thống nhất giữa các ngành khi dấu của Capex khác nhau giữa các mô hình. Khi đòn bẩy tài chính tăng, giá trị doanh nghiệp đi xuống. Hệ số góc của VAIC âm và có ý nghĩa trong ngành Hàng tiêu dùng và Tiện ích. Tuy nhiên, như đã phân tích trước đó, tác động âm này không phải do các yếu tố vốn tri thức (HCE và SCE) trong hệ số VAIC mà là yếu tố về vốn hữu hình và tài chính (CEE). Vì vậy, không thể khẳng định vốn tri thức có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Tác động của sở hữu nhà nước và sở hữu nước ngoài cũng khác nhau giữa các ngành. Đáng chú ý nhất là tỷ lệ sở hữu nhà nước cùng có mối quan hệ phi tuyến tính với giá trị doanh nghiệp trong hai ngành Công nghệ và Tiện ích nhưng dạng parabol lại ngược nhau khi ngành Công nghệ là hình lồi (concave) thì ở ngành Tiện ích là hình lõm (convex). Kết quả này hàm ý những chính sách thoái vốn nhà nước khác nhau tại các ngành nghề khác nhau. Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu giám đốc rõ ràng nhất trong ngành Hàng tiêu dùng. Ảnh hưởng của việc kiêm nhiệm cũng là khác nhau cả về mức độ và chiều tác động, khi dấu của hệ số ước lượng âm trong 3 ngành và dương trong 3 ngành. Quy mô HĐQT không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp ở 16 các ngành. Tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành có tác động tiêu cực đến Tobin’s Q trong ngành Hàng công nghiệp. 6.3. Kết luận về ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và giá trị doanh nghiệp. Kết quả này gợi ý những nhược điểm của quy mô lớn vượt trội những lợi ích mà nó mang lại. Những lợi ích trên mỗi đơn vị quy mô tăng thêm có lẽ là giảm dần, dẫn đến những doanh nghiệp sản xuất niêm yết, vốn phải có quy mô tương đối lớn để đáp ứng yêu cầu niêm yết thì lợi ích, càng không có được nhiều lợi ích từ quy mô lớn hơn. Thay vào đó, kết quả nghiên cứu củng cố quan điểm về các vấn đề phát sinh do sự cồng kềnh gây ra như hiệu quả hoạt động thấp và vấn đề đại diện. Tác động tiêu cực của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp trong hầu hết trường hợp đã không ủng hộ lý thuyết MM về cơ cấu vốn tối ưu. Kết quả thực nghiệm cũng cho thấy lý thuyết tín hiệu của Ross (1977) không đúng trong trường hợp của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam. Thay vào đó, lý thuyết trật tự phân hạng và quan điểm của Fama và French (1988) rằng nợ cao là tín hiệu xấu về triển vọng của doanh nghiệp, bởi lợi nhuận tương lai sẽ bị ảnh hưởng tiêu cực, một phần dòng tiền được dùng để trả nợ và số vốn dùng cho đầu tư tương lai giảm. Nghiên cứu chỉ ra rằng dòng tiền hoạt động và dòng tiền đầu tư tài sản cố định ít giải thích được giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu cũng cho thấy nắm giữ tỷ lệ thanh toán tiền mặt cao hơn sẽ gây tổn hại đến giá trị doanh nghiệp. Luận án này là nghiên cứu đầu tiên tại Việt Nam sử dụng cách tiếp cận VAIC để nghiên cứu ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp. Dù nghiên cứu cung cấp ít bằng chứng về vai trò của vốn tri thức đối với việc gia tăng giá trị doanh nghiệp, ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp có nên tảng lý thuyết vững chắc với sự hỗ trợ của nhiều bằng chứng thực nghiệm trên thế giới. Qua đó, luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các nguồn lực vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được nhận thức đầy đủ bởi các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy doanh nghiệp có thể nâng cao giá trị doanh nghiệp thông qua việc tác động vào cơ cấu sở hữu, cụ thể là tỷ lệ sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và sở hữu của giám đốc. Mối quan hệ phi tuyến tính giữa sở hữu giám đốc và giá trị doanh nghiệp có thể được coi là bằng chứng ủng hộ cả lập luận của Jensen và Meckling (1976) rằng chi phí đại diện giảm khi 17 tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng và giả thuyết cố thủ rằng tỷ lệ sở hữu giám đốc quá cao sẽ phát sinh những chi phí cố thủ. Từ tổng quan các nghiên cứu trước đây, có thể thấy luận án này là một trong số ít nghiên cứu trên thế giới nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp, và giữa tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập với giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đối với các biến về HĐQT thống nhất những thông lệ quốc tế và quy định pháp luật của Việt Nam về quản trị công ty. Cụ thể, quy mô HĐQT không có ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp, vì vậy không có cơ sở để phản bác quy định số lượng thành viên HĐQT trong khoảng từ 3-11 người. Hơn nữa, khoảng biến thiên trên cũng chứa giá trị mà Jensen (1993) và Lipton và Lorsch (1992) cho là tối ưu (7-9 thành viên). Bộ Tài chính cũng có quy định linh hoạt về việc kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT và (Tổng) Giám đốc: không khuyến khích kiêm nhiệm nhưng vẫn cho phép nếu đại hội đồng cổ đông chấp thuận. Có thấy thể tính hợp lý của sự linh hoạt này khi kết quả nghiên cứu cho thấy chiều tác động của kiêm nhiệm đến giá trị là khác nhau giữa các ngành. Cuối cùng, tỷ lệ HĐQT không điều hành tối ưu mà kết quả nghiên cứu đưa ra là khoảng 44%, lớn hơn mức tối thiểu 33,33% theo quy định. Điều đó đồng nghĩa với việc rằng doanh nghiệp có thể thay đổi cơ cấu HĐQT sao cho đạt được tỷ lệ gần với mức tối ưu mà không vi phạm quy định của pháp luật. 7. Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của luận án: Ngoài việc tổng kết cơ sở lý luận về giá trị doanh nghiệp, những phương pháp xác định giá trị doanh nghiệp, lý luận về mối quan hệ giữa những nhân tố vi mô và giá trị doanh nghiệp, kiểm định ảnh hưởng của các nhân tố vi mô thông thường (quy mô doanh nghiệp, dòng tiền hoạt động, cơ hội tăng trưởng, đòn bẩy tài chính, khả năng thanh khoản), lên giá trị doanh nghiệp, luận án đóng góp những kết quả mới mẻ như sau : - Lần đầu tiên đặt ra giả thuyết về ảnh hưởng của nhân tố vốn tri thức VAIC lên giá trị doanh nghiệp và tiến hành kiểm định thực nghiệm ảnh hưởng của nhân tố này. Luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các nguồn lực vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được nhận thức đầy đủ bởi các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam. - Đây là một trong số ít những nghiên cứu trên thế giới nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp, và giữa tỉ lệ thành viên HĐQT độc lập với giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đối với các biến về HĐQT thống nhất với những thông lệ quốc tế và quy định pháp luật của Việt Nam về quản trị công ty. 18