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

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

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

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

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

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

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.

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?

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.

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.

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.

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.

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.

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

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.

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

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

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

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

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.

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

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

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

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

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.

20

Bảng 2.1. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây

Bài nghiên cứu Tác giả Năm Phƣơng pháp

nghiên cứu

Biến tiêu biểu Kết quả nghiên cứu

Separation of

ownership and

control

Jensen và

Fama

1983

Giải thích sự tồn tại sự tách biệt

giữa quyền sở hữu và quyền kiểm

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.

An empirical analysis

of the relation

between the board of

director composition

and financial

statement fraud

Mark S.

Beasley

1996 Phân tích hồi quy logit

cho mẫu dữ liệu 150 công

ty giai đoạn 1980-1991,

với tỉ lệ công ty có báo

cáo tài chính trung thực và

không trung thực là 50:50)

Outside (số lƣợng giám

đốc gia đình),

BLOCKHLD (tỉ lệ cổ

phần của cổ đông đa số

chiếm ít nhất 5% cổ

phần), tỉ lệ thành viên

độc lập trong HĐQT,…

Tỉ lệ thành viên bên ngoài trong

HĐQT cao sẽ giảm đƣợc khả năng

báo cáo tài chính của doanh nghiệp

là không trung thực.

21

Association between

independent

nonexecutive

directors, family

control and financial

disclosures in Hong

Kong

Charles J.P.

Chen và Bikki

Jaggi

2000

Mô hình hồi quy OLS cho

mẫu dữ liệu 87 công ty lớn

tại Hong Kong

Tỷ lệ thành viên độc lập

trong HĐQT, SCORE

(đại diện cho tính toàn

diện của thông tin tài

chính đƣợc công bố), vốn

hóa thị trƣờng,…

Tỷ lệ thành viên độc lập trong

HĐQT có tƣơng quan dƣơng với

tính toàn diện của thông tin tài

chính đƣợc công bố, và mối liên hệ

này ở các công ty gia đình ít ý

nghĩa hơn so với các công ty không

phải công ty gia đình.

The relationship

between voluntary

disclosure and

independent directors

in the presence of a

dominant

shareholder

Patelli &

Prencipe

2007 Phƣơng pháp hồi quy đa

biến cho mẫu dữ liệu 175

công ty phi tài chính niêm

yết ở Ý năm 2002

Mức độ công bố thông

tin, quy mô, đòn bẩy, khả

năng sinh lợi ROI, áp lực

lao động và biến đại diện

cho sở hữu phân tán (tính

bằng tỉ lệ cổ phần của cổ

đông sở hữu ít hơn 2%

tổng vốn cổ phần),…

Tỉ lệ thành viên độc lập trong

HĐQT tƣơng quan dƣơng với

lƣợng thông tin đƣợc cung cấp

trong các báo cáo tài chính hàng

năm.

Does good corporate

governance reduce

information

asymmetry around

Kanagaretnam,

Lobo và

Whalen

2007 Mô hình hồi quy OLS và

2SLS với mẫu dữ liệu của

345 công ty

Chênh lệch giá chào bán

và giá hỏi mua; quoted

depth5; tỉ lệ nắm giữ cổ

phần của thành viên

Công ty với mức độ quản trị doanh

nghiệp cao hơn có thông tin bất cân

xứng xung quanh thông báo thu

nhập hàng quý ít hơn.

5 Quoted depth = Tổng khối lƣợng cổ phiếu sẵn sàng tại mức giá chào bán và tại mức giá hỏi mua

22

quarterly earnings

announcements?

HĐQT; sự độc lập, cơ

cấu, hoạt động của

HĐQT,…

Corporate

governance and

liquidity

Chung, Elder,

and Kim

2010 Sử dụng mô hình hồi quy

OLS cho mẫu dữ liệu gồm

các công ty trên sàn

NYSE/AMEX và

NASDAQ

Chênh lệch giá bid giá

ask, chỉ số chất lƣợng thị

trƣờng, giá cổ phần, khối

lƣợng giao dịch, quy mô

doanh nghiệp,...

Doanh nghiệp đƣợc quản trị tốt hơn

có tính thanh khoản của cổ phiếu

cao hơn (chênh lệch giá chào bán

và giá hỏi mua nhỏ hơn, chỉ số chất

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)

Blockholder

ownership and

market liquidity

Heflin, Shaw 2000 Phân tích hồi quy đa biến

cho mẫu dữ liệu 260 công

ty trên sàn NYSE

Chênh lệch giá bid giá

ask, quoted depth, tỉ lệ

nắm giữ cổ phần của cổ

đông chi phối,…

Doanh nghiệp có mức độ sở hữu

bởi cổ đông chi phối cao - bất kể cổ

đông chi phối có quản lý doanh

nghiệp không - sẽ làm giảm tính

thanh khoản của cổ phiếu.

Block ownership,

trading activity, and

market liquidity

Brockman,

Chung và Yan

2009 Phƣơng pháp hồi quy dữ

liệu chéo cho các công ty

niêm yết trên sàn

NYSE/AMEX giai đoạn

Chênh lệch giá bid giá

ask, quoted depth, vốn

hóa thị trƣờng, giá cổ

phần, biến đại diện cho

Có hai hiệu ứng mà sở hữu bởi cổ

đông chi phối tác động lên tính

thanh khoản của cổ phiếu là: hiệu

ứng mâu thuẫn thực và hiệu ứng

23

1996 – 2001 sở hữu bởi cổ đông chi

phối,…

mâu thuẫn thông tin. Nhƣng khi

kiểm soát mâu thuẫn thực, cơ chế

sở hữu bởi cổ đông chi phối không

mối liên hệ với mâu thuẫn thông

tin.

Information

asymmetry and

earnings

management: Some

evidence

Vernon J

Richardson

2000 Mô hình hồi quy 2SLS

cho mẫu dữ liệu gồm các

công ty niêm yết trên sàn

NYSE giai đoạn 1988 –

1992

Chênh lệch giá bid giá

ask, độ phân tán của các

dự báo của nhà phân tích,

MAA - đại diện cho kế

toán dồn tích đƣợc quản

lý tính theo mô hình của

Jone (1991)

Kết quả cho thấy mối quan hệ đồng

biến giữa mức độ bất cân xứng

thông tin và mức độ quản lí thu

nhập.

The effect of earnings

management on stock

liquidity of listed

companies in Tehran

Stock Exchange

Fathi,

Hashemi,

Fizuzkuhi

2011 Mô hình hồi quy dữ liệu

cho mẫu số liệu 81 công ty

giai đoạn 2004 – 2009 trên

thị trƣờng chứng khoán

Tehran

Chênh lệch giá bid giá

ask, biến DA đại diện

cho mức độ quản lý thu

nhập, giá trị thị trƣờng,…

Doanh nghiệp thực hiện quản lý thu

nhập nhiều có chênh lệch giá bid

giá ask cao hơn, do đó tính thanh

khoản của cố phiếu trên thị trƣờng

thấp.

Does earnings quality

affect information

asymmetry? Evidence

Bhattacharya,

Desai và

Venkataramn

2012 Phƣơng pháp hồi quy dữ

liệu chéo cho mẫu các

công ty niêm yết trên sàn

NYSE and NASDAQ từ

Biến đo lƣờng quản lý

thu nhập FLOS (2005),

giá chứng khoán, vốn hóa

thị trƣờng, khối lƣợng

Chất lƣợng thu nhập kém làm gia

tăng đáng kể bất cân xứng thông

tin, đặc biệt tại thời điểm xung

quanh các công bố thu nhập.

24

from trading costs 1997 đến 2006 giao dịch hàng ngày, quy

mô giao dịch hàng

ngày,…

A review of the

relationship between

earnings management

and companies’ stock

liquidity

Farzin và

Tanaz

2013 Mô hình hồi quy dữ liệu

bảng 93

Các công ty niêm yết trên

sàn Tehran từ 2002 đến

2010

Các biến đo lƣờng quản

lý thu nhập: acrruals có

thể bị điều chỉnh bất

thƣờng, ROA, dòng tiền

có thể bị điều chỉnh bất

thƣờng, chi phí có thể bị

điều chỉnh, doanh thu cổ

phần, độ lệch chuẩn lợi

nhuận hàng ngày, trung

bình giá đóng cửa hàng

ngày,…

Mối quan hệ đồng biến giữa ROA

và tính thanh khoản của cổ phiếu

công ty, mối quan hệ của các biến

đo lƣờng quản lý thu nhập khác với

tính thanh khoản của cổ phiếu công

ty không đáng kể.

The impact of

earnings management

on liquidity: Case of

the Tunisian Stock

Market

Riahi, Arab 2013

Hồi quy dữ liệu bảng cho

mẫu dữ liệu 19 công ty

niêm yết trên sàn chứng

khoán Tunis giai đoạn

1999 – 2011

Chênh lệch giá bid giá

ask tƣơng đối, khối lƣợng

giao dịch, giá cổ phiếu,

lợi nhuận cố phiếu,

depth,…

Mối tƣơng quan dƣơng giữa quản

lý thu nhập và tính thanh khoản của

cổ phiếu công ty trên thị trƣờng.

Audit committee,

board of director

Klein 2002 Phƣơng pháp hồi quy đa

biến cho mẫu dữ liệu 692

Accruals bất thƣờng, tỉ lệ

thành viên bên ngoài

Bài nghiên cứu tìm ra mồi tƣơng

quan âm giữa sự độc lập của ban

25

characteristic, and

earnings management

công ty niêm yết ở Mỹ

1992 – 1993

trong ban kiểm soát, tỉ lệ

thành viên bên ngoài

trong Hội đồng quản

trị,…

kiềm soát và accruals bất thƣờng,

mối tƣơng quan dƣơng giữa sự độc

lập của hội đồng quản trị và

accruals bất thƣờng.

Founding family

ownership and

earnings quality

Wang 2006 Mô hình hồi quy fixed

effect với mẫu dữ liệu các

công ty S&P 500 từ 1994

– 2002

Accruals bất thƣờng, biến

đại diện cho tính thông

tin của thu nhập, khoản

lỗ tạm thời,…

Công ty sở hữu gia đình sẽ có chất

lƣợng thu nhập cao hơn.

Corporate

governance and

earnings management

in family - controlled

companies

Prencipe và

đồng sự

2011 Mô hình Tobit cho mẫu dữ

liệu các công ty niêm yết

trên sàn chứng khoán

Milan (MSE) từ 2003 đến

2004

Tỉ lệ thành viên độc lập

trong HĐQT, CEO kiêm

nhiệm chủ tịch HĐQT,

AWCA,…

Tác động của sự độc lập của Hội

đồng quản trị lên quản lý thu nhập

là yếu hơn trong công ty quản lý

gia đình, trong trƣờng hợp CEO là

thành viên gia đình.

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.

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)

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< d < 3: không có hiện tƣợng tự tƣơng quan.

0 <d <1: mô hình có hiện tƣợng tự tƣơng quan dƣơng.

3 <d <4: mô hình có hiện tƣợng tự tƣơng quan âm

Kiểm định phƣơng sai thay đổi – một hiện tƣợng thƣờng xảy ra ở dữ liệu bảng,

chúng tôi sử dụng phần mềm stata để kiểm định phƣơng sai thay đổi.

3.1.1.2. Kiểm định lựa chọn mô hình

Sau khi thực hiện các kiểm định cơ bản để lựa chọn mô hình phù hợp: Pooled OLS,

Fixed Effect Model hay Random Effect Model ; chúng tôi sử dụng kiểm định

Hausman test và Likelihood ratio test.

Bảng 3.1. Lý thuyết kiểm định lựa chọn mô hình

Lựa

chọn

giữa

FEM và

REM

Thực hiện

kiểm định

Hausman

test

Xét hai mô hình:

FEM: Yi,t=

REM: Yi,t=

Giả thuyết kiểm định :

H0 : không tƣơng quan với

H1 : tƣơng quan với

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.

Lựa

chọn

Pooled

OLS và

FEM

Thực hiện

kiểm định

Likelihood

Xét hai mô hình :

OLS: Yi,t=

FEM: Yi,t=

Giả thuyết kiểm định :

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

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 có ý nghĩa

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

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

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

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.

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:

[(

) ]

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.”

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

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)

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

tháng)

x là trung bình khồi lƣợng giao dịch của các

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

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

tháng Stdev (T su t sinh l i hằng 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:

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)

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.

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

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

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

44

Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến

Mean Median Maximu

m

Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque-

Bera

Probability Sum Sum Sq.

Dev.

Observations

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

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 -----

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).

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.

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.

49

Bảng 4.3. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (1), (2)

B_A Volume

Constant 0.0550***

(20.26)

1.0665

(0.79)

Volume -0.0032***

(-15.15)

B_A -13.7096***

(-12.75)

Indep -0.0019

(-1.29)

0.1566

(1.13)

Dual 0.0008

(0.99)

-0.0875

(-1.02)

Ownership -0.0064**

(-2.30)

-1.2276***

(-3.90)

Lev 0.0030

(1.07)

0.8417***

(2.98)

ROA -0.0057

(-0.74)

-0.9835

(-1.22)

Mktret -0.0013**

(-2.17)

0.9033***

(14.09)

Volat 0.1489***

(6.34)

29.3696***

(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).

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

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***

(20.49)

0.8201

(0.61)

Volume -0.0032***

(-14.81)

B_A -13.8681***

(-12.93)

AWCA -0.0012*

(-1.87)

-0.0688

(-1.13)

52

Lev 0.0028

(1.00)

0.7529***

(2.72)

ROA -0.0048

(-0.64)

-1.1929

(-1.50)

Mktret -0.0015**

(-2.30)

0.9070***

(14.20)

Volat 0.1437***

(6.10)

29.8389***

(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

∑

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

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***

(20.04)

1.1027

(0.82)

Volume -0.0032***

(-14.93)

B_A -13.7688***

(-12.79)

AWCA -0.0011*

(-1.76)

-0.0762

(-1.26)

Indep -0.0018

(-1.22)

0.1555

(1.12)

Dual 0.0008

(1.01)

0.0920

(-1.07)

Ownership -0.0061**

(-2.14)

-1.2350***

(-3.93)

Lev

0.0024

(0.85)

0.8235***

(2.91)

ROA -0.0067

(-0.86)

-1.0624

(-1.31)

Mktret -0.0014**

(-2.19)

0.9070***

(14.14)

Volat 0.1472***

(6.20)

29.4238***

(11.80)

Share 0.5064***

(6.55)

Fixed effects

Year Không Không

Industry Có Có

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.

56

v

v

Bảng 4.6. Kết quả phân tích hồi quy mô hình (7), (8)

B_A Volume

Constant 0.0541***

(17.95)

2.7076*

(1.97)

Volume -0.0032***

(-14.24)

B_A -13.6015***

(--12.64)

SmallCap1 0.0003

(0.34)

-0.3910***

(-3.87)

SmallCap2 0.0041*

(1,85)

0.0249

(0.12)

AWCA -0.0011*

(-1.76)

-0.0641

(-1.06)

Indep -0.0019

(-1.31)

0.1781

(1.28)

Dual 0.0008

(1.02)

-0.0886

(-1.03)

Ownership -0.0061**

(-2.14)

1.2550***

(-3.99)

Lev 0.0015

(0.86)

0.8518***

(3.03)

ROA -0.0068

(-0.87)

-1.0015

(-1.25)

Mktret -0.0014*

(-2.12)

0.8888***

(13.81)

Volat 0.1487***

(6.12)

28.9573***

(11.67)

Share 0.4278***

(5.48)

Fixed effects

Year Không Không

Industry Có Có

Observations 2060 2060

Adjusted R2 0.65 0.91

Note: *, **, *** tƣơng ứng thể hiện có ý nghĩa tại mức 10%, 5%, 1%.

Trên đây là kết quả nghiên cứu của chúng tôi thực hiện tại thị trƣờng chứng khoán

Việt Nam, phần cuối nhóm nghiên cứu sẽ thảo luận, giải thích về kết quả của bài

57

nghiên cứu. Từ đó, phân tích những hạn chế và đề xuất những hƣớng nghiên cứu sau

này.

58

5. KẾT LUẬN

5.1. Kết luận

Bài viết này cung cấp thêm bằng chứng về tác động cộng gộp của cơ chế quản trị

doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng (đại diện bởi

chênh lệch B_A và khối lƣợng giao dịch) trong thị trƣờng đặc trƣng bởi quyền sở hữu

tập trung cao và đóng góp bằng chứng thực nghiệm liên quan đến tính thanh khoản

của thị trƣờng sử dụng khối lƣợng giao dịch làm biến đại diện. Tập trung quyền sở

hữu cao làm thay đổi cả bản chất và ảnh hƣởng của thông tin bất đối xứng về thanh

khoản thị trƣờng.

Sự hiện diện của một cổ đông ƣu thế có thể làm tăng giá trị của các cơ chế quản trị

doanh nghiệp mạnh hoặc làm cho cơ chế quản trị doanh nghiệp kém hiệu quả

hơn. Tƣơng tự, thị trƣờng có thể phản ứng trở lại mạnh hơn với quản lý thu nhập vì có

thể rằng có một chủ sở hữu nào đó có một thông tin mật hoặc là sẽ phớt lờ việc cổ

đông chi phối có lợi thế thông tin chiến lƣợc. Nhƣ vậy, trong thị trƣờng đặc trƣng bởi

quyền sở hữu tập trung cao, những tác động của quản trị doanh nghiệp và quản lý các

khoản thu nhập lên tính thanh khoản thị trƣờng riêng biệt hoặc kết hợp, có thể không

đƣợc mô tả từ lý thuyết mà phải đƣợc kiểm tra bằng thực nghiệm. Những kết quả này

có ý nghĩa cho thị trƣờng Việt Nam – nơi mà đặc trƣng bởi chế độ tập trung sở hữu

cao.

Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng, trong cơ chế thị trƣờng đặc trƣng bởi sự tập

trung quyền sở hữu cao và sau khi kiểm soát mức độ tập trung sở hữu, cơ chế quản trị

doanh nghiệp tốt hơn có xu hƣớng cải thiện thanh khoản thị trƣờng về chênh lệch B_A.

Tuy nhiên, tác động này còn khá yếu và không đáng kể. Điều này có thể đƣợc giải

thích là khi có sự tập trung sở hữu cao, sự hiện diện của cổ đông chi phối có thể ảnh

hƣởng đến tính độc lập của HĐQT, dẫn đến mức độ độc lập của HĐQT (đại diện bởi

tỉ lệ thành viên độc lập trong HĐQT và việc Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch

HĐQT) không là yếu tố quan trọng tác động đến tính thanh khoản của thị trƣờng.

Ngoài ra, chúng tôi tìm thấy mối tƣơng quan dƣơng đáng kể giữa mức độ quản lý thu

nhập (đại diện bởi AWCA) và chênh lệch B_A. Chúng tôi rút ra đƣợc kết luận: thứ

nhất, các nhà hoạch định thị trƣờng dựa trên báo cáo tài chính, phân tích cơ bản và

59

thành quả của doanh nghiệp, ít tập trung hơn vào các chỉ số khác của rủi ro bất đối

xứng thông tin nhƣ đặc điểm quản trị doanh nghiệp. Thứ hai, chúng tôi thấy rằng biến

Volume không là đại diện tốt cho tính thanh khoản trên thị trƣờng Việt Nam vì hầu

hết các mối quan hệ của Volume với các biến đều không có ý nghĩa thống kê. Cuối

cùng, chúng ta xem xét các tác động của những thay đổi trong hệ thống giao dịch đối

với sự phân chia cổ phiếu thành các phân khúc khác nhau trên sàn. Kết quả tìm đƣợc

có ý nghĩa mạnh mẽ đối với cổ phiếu giao dịch dƣới các phân khúc khác nhau, điều đó

cũng cho thấy rằng những phát hiện của chúng tôi nói chung có ý nghĩa đối với các thị

trƣờng khác với quyền sở hữu tập trung cao.

5.2. Hạn chế và hƣớng phát triển của đề tài

Bài nghiên cứu của chúng tôi thực hiện kiểm định 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, trong quá trình thu thập số liệu gặp nhiều khó khăn nên mẫu nghiên

cứu nhỏ và thực hiện trong khoảng thời gian ngắn. Biến nghiên cứu đƣợc thu thập

theo quý có thể chƣa tách biệt đƣợc rõ ràng sự biến động theo thời gian của các yếu tố,

có thể thấy rõ nhất là thông tin về cơ cấu quản lý của công ty (Hội đồng quản trị và

Ban giám đốc). Do đó, nhóm nghiêu cứu chƣa thể kiểm định kết quả này trong một

khoảng thời gian dài để kiểm tra tính bền vững của kết quả thực nghiệm ở Việt Nam.

Để có những bằng chứng mạnh mẽ và phân tích sâu hơn 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 tại Việt Nam chúng tôi đề xuất một số hƣớng nghiên cứu sau đây.

Thứ nhất, các bài nghiên cứu sau này có thể phân tích tác động của cơ chế quản trị

doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản của thị trƣờng chứng khoán có

phân biệt rõ môi trƣờng sở hữu tập trung cao của các tổ chức và phi tổ chức ở Việt

Nam. Việc nắm giữ chứng khoán vì mục đích khác nhau giữa cá nhân và tổ chức trong

khoảng thời gian khác nhau có thể có những tác động không đồng nhất lên cơ chế

quản trị. Nguyên nhân là do việc nắm giữ số lƣợng lớn cổ phiếu giúp cổ đông (cá nhân

hay tổ chức) có đặc quyền cao hơn trong việc bổ nhiệm và giám sát hoạt động của

Ban điều hành và Ban giám đốc của công ty. Hơn nữa, quyền truy cập thông tin nội

bộcủa các cổ đông lớn có thể tạo nên tình trạng bất cân xứng thông tin lớn hơn. Vậy

60

có sự khác nhau giữa các công ty có các cổ đông lớn là cá nhân hay tổ chức hay

không?

Thứ hai, thực trạng nền kinh tế của Việt Nam hiện nay còn tồn tại một số doanh

nghiệp có cổ đông lớn là các doanh nghiệp Nhà nƣớc và đại diện của Nhà nƣớc. Vậy

trong môi trƣờng sở hữu tập trung gồm những doanh nghiệp nhƣ thế thì tác động của

cơ chế quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản có thay đổi hay

tác động theo chiều hƣớng khác hay không?

i

TÀI LIỆU THAM KHẢO

TIẾNG VIỆT

GIÁO TRÌNH, TÀI LIỆU

PGS.TS. Trần Ngọc Thơ, PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang, PGS.TS Phan Thị Bích

Nguyệt PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa, TS. Nguyễn Thị Uyên Uyên.(2007). Tài

chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thống Kê.

PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang, PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa, ThS Từ Thị Kim

Thoa, ThS Vũ Việt Quảng, ThS Lê Đạt Chí (2008). Phân Tích Tài Chính, NXB

Lao Động.

Báo cáo tài chính hợp nhất kiểm toán, báo cáo quý của các doanh nghiệp niêm yết từ

năm 20011-2013

WEBSITE THAM KHẢO

Các trang dữ liệu chứng khoán www.cophieu68.vn, www.cafef.vn và www.hsx.vn

TIẾNG ANH

Amihud, Y., & Mendelson, H. (1980). Dealership market: Market making with

inventory. Journal of Financial Economics, 8, 31-53.

Amihud, Y., & Mendelson, H. (1989). The effect of beta, bid-ask spread, residual risk,

and size on stock returns. Journal of Finance , 44, 479-486

Amihud, Y., & Mendelson, H. (2012). Liquidity, the value of the firm, and corporate

finance. Journal of Applied Corporate Finance, 24, 17-32

Atiase và Bamber (1994). Trading volume reactions to annual accounting earnings

announcements.

Baiman, S., & Verrecchia, E. R. (1996). The relation among capital markets, financial

disclosure, pro-duction efficiency, and insider trading. Journal of Accounting

Research, 34, 1-22

ii

Beasley, M. S. (1996). An empirical analysis of the relation between the board of

director composi-tion and the financial statement fraud. Accounting Review , 71.

Bhattacharya, N., Desai, H., & Venkataraman, K. (2012). Does earnings quality affect

information asymmetry? Evidence from trading costs. Contemporary Accounting

Research. Advance online publication.

Brockman, Chung và Yan (2009) . Block ownership, trading activity, and market

liquidity

Chen, C. J. P., & Jaggi, B. (2000). Association between independentnon-executive

directors, family con-trol and financial disclosure in Hong Kong. Journal of

Accounting and Public Policy, 19 , 285-310.

Chung, K. H., Elder, J., & Kim, J. (2010). Corporate finance and liquidity. Journal of

Financial and quantitative Analysis , 45, 265-291

Coller, M., & Yohn, T. L. (1998). Management forecasts and information asymmetry:

An examina-tion of bid-ask spreads. Journal of Accounting Research, 35, 181-191

Mark Lang, Russell Lundhom (1993). Cross-Sectional determinants of analyst ratings

of corporate disclosure. Journal of Accounting Research, 31, 246-270.

Coller, M., & Yohn, T. L. (1998). Management forecasts and information asymmetry:

An examina-tion of bid-ask spreads. Journal of Accounting Research, 35, 181-191

Diamond, D. W., & Verrecchia, R. E. (1991). Disclosure, liquidity, and the cost of

capital.Journal of Finance, 46, 1325-1359.

Easley, D., & O’Hara, M. (1987). Price, trade size, and information in securities

markets.Journal of Financial Economics, 19, 69-90.

Farzin và Tanaz (2013). A review of the relationship between earnings management

and companies’ stock liquidity. Journal of Basic and Applied Scientific Research,

306-315

Fathi, Hashemi, Fizuzkuhi (2011). The effect of earnings management on stock

liquidity of listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal of contemporary

research in business, 18, 424-430.

iii

Glosten, L. R., & Harris, L. E. (1988). Estimating the components of the bid/ask

spread Journal of Financial Economics, 21, 123-142.

Glosten, L. R., & Milgrom, P. R. (1985). Bid, ask and transaction prices in a specialist

market with heterogeneously informed traders. Journal of Financial Economics,

14, 71-100

Greenstein, M. M., & Sami, H. (1994). The impact of the SEC’s segment disclosure

requirement on bid-ask spreads. Accounting Review , 69, 179-199.

Healy, P. M., Hutton, A. P., & Palepu, K. G. (1999). Stock performance and

intermediation changes surrounding sustained increases in disclosure.

Contemporary Accounting Research , 16, 484-520.

Heflin, F., & Shaw, K. W. (2000). Blockholder ownership and market liquidity.

Journal of Financial and Quantitative Analysis , 35, 621-633.

Heflin, F. L., Shaw, K. W., & Wild, J. J. (2005). Disclosure policy and market

liquidity. Contemporary Accounting Research , 22, 829-865.

Contemporary Accounting Research , 22, 829-865.

Huberman, G., & Stanzl, W. (2005). Optimal liquidity trading. Review of Finance, 9,

165-200

Jensen, Jama (1983). Separation of Ownership and Control. Journal of Law and

Economics, 26.

Kanagaretnam, K., Lobo, G., & Whalen, D. J. (2007). Does good corporate

governance reduce infor-mation asymmetry around quarterly earnings

announcements? Journal of Accounting and Public Policy, 26, 497-522.

Kim, O., & Verrecchia, R. E. (1994). Market liquidity and volume around earnings

announcements. Journal of Accounting & Economics , 17, 41-67.

Klein, A. (2002). Audit committee, board of directors characteristics, and earnings

management. Journal of Accounting & Economics , 33, 375-400.

Lang, M., & Lundholm, R. (1993). Cross-sectional determinants of analyst ratings of

corporate disclo-sures. Journal of Accounting Research, 31, 246-271.

iv

Lee, C. M. C., Mucklow, B., & Ready, M. J. (1993). Spreads depths and the impact of

earnings infor-mation: An intraday analysis. Review of Financial Studies, 6, 345-

374.

Leuz, C., & Verrecchia, R. E. (2000). The economic consequences of increate

disclosure.Journal of Accounting Research, 38, 91-124.

Levin (2001) . Information and market for lemons. Journal of Ecinomics, 32, 657-666.

Milgrom, P., & Stokey, N. (1982). Information, trade and common knowledge.

Journal of Economic Theory , 26, 17-27.

Morse, D., & Ushman, N. (1983). The effects of information announcements on the

market micro-structure. Accounting Review , 58, 247-258.

Patelli, L., & Prencipe, A. (2007). The relationship between voluntary disclosure and

independent directors in the presence of a dominant shareholder.European

Accounting Review, 16, 5-33.

Prencipe, A., & Bar-Yosef, S. (2011). Corporate governance and earnings

management in family-con-trolled companies. Journal of Accounting, Auditing &

Finance , 26, 199-227.

Riahi, Arab (2013). The impact of earnings management on liquidity: Case of the

Tunisian Stock Market. International Jounral of Business and Commerce, 2, 38 –

57.

Verson J. Richardson (1998). Information asymmetry and earning management: Some

evidence.

Wang, D. (2006). Founding family ownership and earnings quality. Accounting

Review , 44, 619-656

Welker, M. (1995). Disclosure policy, information asymmetry, and liquidity in equity

markets.Contemporary Accounting Research , 11, 801-882.

v

PHỤ LỤC

Phụ lục 1. Danh sách các công ty trong mẫu và tỷ số free-float năm 2013

STT MCK Công ty Tỷ số free-float Ngành

1 AAM Công ty cổ phần Thủy sản Mekong 50% Nông nghiệp

2 ABT Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu thủy sản Bến Tre 35% Nông nghiệp

3 ACC Công ty cổ phần bê tông BECAMEX 30% Bất động sản và xây dựng

4 ACL Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Thủy sản Cửu Long An Giang 50% Nông nghiệp

5 AGF Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu thủy sản An Giang 20% Nông nghiệp

6 AGR Công ty cổ phần Chứng khoán Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam 25% Tài chính

7 ALP Công ty Cổ phần Đầu tƣ Alphanam 15% Bất động sản và xây dựng

8 ANV Công ty cổ phần Nam Việt 30% Nông nghiệp

9 APC Công ty cổ phần Chiếu xạ An Phú 80% Nông nghiệp

10 ASM Công ty cổ phần Đầu tƣ và Xây dựng Sao Mai tỉnh An Giang 70% Bất động sản và xây dựng

11 ASP Công ty cổ phần Tập đoàn Dầu khí An Pha 65% Năng lƣợng

12 ATA Công ty cổ phần NTACO 45% Nông nghiệp

13 AVF Công ty Cổ phần Việt An 80% Nông nghiệp

14 BBC Công ty Cổ phần Bibica 20% Hàng tiêu dùng

vi

15 BCE Công ty cổ phần Xây dựng và Giao thông Bình Dƣơng 45% Bất động sản và xây dựng

16 BCI Công ty cổ phần Đầu tƣ xây dựng Bình Chánh 45% Bất động sản và xây dựng

17 BHS Công ty Cổ phần Đƣờng Biên Hòa 35% Nông nghiệp

18 BMC Công ty cổ phần Khoáng sản Bình Định 55% Nguyên vật liệu

19 BMP Tổng công ty Cổ phần Bảo Minh 50% Bất động sản và xây dựng

20 BTP Công ty cổ phần Nhiệt điện Bà Rịa 25% Năng lƣợng

21 BTT Công ty cổ phần Thƣơng mại - Dịch vụ Bến Thành 45% Dịch vụ

22 C47 Công ty cổ phần Xây dựng 47 55% Bất động sản và xây dựng

23 CCI Công ty cổ phần Đầu tƣ Phát triển Công nghiệp Thƣơng mại Củ Chi 35% Bất động sản và xây dựng

24 CCL Công ty cổ phần Đầu tƣ và Phát triển Dầu khí Cửu Long 45% Bất động sản và xây dựng

25 CDC Công ty cổ phần Chƣơng Dƣơng 55% Bất động sản và xây dựng

26 CII Công ty Cổ phần Đầu tƣ Hạ tầng Kỹ thuật Thành phố Hồ Chí Minh 50% Công nghiệp

27 CLC Công ty Cổ phần Đầu tƣ Hạ tầng Kỹ thuật Thành phố Hồ Chí Minh 45% Nguyên vật liệu

28 CLG Công ty cổ phần Đầu tƣ và Phát triển Nhà đất Cotec 20% Bất động sản và xây dựng

29 CLW Công ty cổ phần Cấp nƣớc Chợ Lớn 40% Dịch vụ

30 CMT Công ty cổ phần Công nghệ Mạng và Truyền thông 65% Công nghệ

31 CMV Công ty Cổ phần Thƣơng Nghiệp Cà Mau 30% Năng lƣợng

32 COM Công ty cổ phần Vật Tƣ - Xăng Dầu 25% Năng lƣợng

vii

33 CSM Công ty cổ phần Công nghiệp Cao su Miền Nam 50% Công nghiệp

34 CTD Công ty cổ phần Công nghiệp Cao su Miền Nam 45% Bất động sản và xây dựng

35 CTI Ngân hàng Thƣơng mại cổ phần Công Thƣơng Việt Nam 35% Bất động sản và xây dựng

36 DAG Công ty cổ phần Tập đoàn Nhựa Đông Á 30% Bất động sản và xây dựng

37 DCT Công ty cổ phần Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai 60% Bất động sản và xây dựng

38 DHA Công ty Cổ phần Hoá An 75% Bất động sản và xây dựng

39 DHC Công ty cổ phần Đông Hải Bến Tre 55% Nguyên vật liệu

40 DHG Công ty cổ phần Dƣợc Hậu Giang 60% Y tế

41 DIC Công ty cổ phần Đầu tƣ và Thƣơng mại DIC 80% Bất động sản và xây dựng

42 DIG Tổng công ty cổ phần Đầu tƣ Phát triển Xây dựng 40% Bất động sản và xây dựng

43 DLG Công ty cổ phần Tập đoàn Đức Long Gia Lai 50% Bất động sản và xây dựng

44 DMC Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Y tế Domesco 20% Y tế

45 DPM Tổng công ty cổ phần Phân bón và Hóa chất dầu khí 40% Nông nghiệp

46 DPR Công ty cổ phần Cao su Đồng Phú 45% Nông nghiệp

47 DQC Công ty cổ phần Bóng đèn Điện Quang 55% Hàng tiêu dùng

48 DRC Công Ty Cổ Phần Cao Su Đà Nẵng 50% Công nghiệp

49 DSN Công ty cổ phần Công viên nƣớc Đầm Sen 45% Dịch vụ

50 DTA Công Ty Cổ Phần Đệ Tam 45% Bất động sản và xây dựng

viii

51 DVP Công ty cổ phần Đầu tƣ và Phát triển cảng Đình Vũ 50% Công nghiệp

52 DXG Công ty cổ phần Dịch vụ và Xây dựng địa ốc Đất Xanh 45% Bất động sản và xây dựng

53 DXV Công ty Cổ phần ViCem Vật liệu xây dựng Đà Nẵng 35% Bất động sản và xây dựng

54 EVE Công ty cổ phần Everpia Việt Nam 60% Hàng tiêu dùng

55 FDC Công ty cổ phần Ngoại thƣơng và Phát triển Đầu tƣ TP.HCM 30% Dịch vụ

56 FMC Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta 40% Nông nghiệp

57 FPT Công ty cổ phần FPT 80% Công nghệ

58 GDT Công ty cổ phần Chế biến Gỗ Đức Thành 45% Hàng tiêu dùng

59 GMC Công ty Cổ phần Sản xuất Thƣơng mại May Sài Gòn 50% Hàng tiêu dùng

60 GMD Công ty cổ phần Đại lý Liên hiệp vận chuyển 85% Công nghiệp

61 GTA Công ty Cổ phần chế biến gỗ Thuận An 65% Hàng tiêu dùng

62 GTT Công ty cổ phần Thuận Thảo 65% Công nghiệp

63 HAG Công ty cổ phần Hoàng Anh Gia Lai 45% Tài chính

64 HAP Công ty cổ phần Tập đoàn HAPACO 90% Nguyên vật liệu

65 HAS Công ty cổ phần Hacisco 35% Bất động sản và xây dựng

66 HBC Công ty cổ phần Xây Dựng và Kinh Doanh Địa ốc Hòa Bình 50% Bất động sản và xây dựng

67 HDG Công ty cổ phần Tập đoàn Hà Đô 55% Bất động sản và xây dựng

68 HLA Công ty cổ phần Hữu Liên Á Châu 70% Nguyên vật liệu

ix

69 HQC Công ty cổ phần Tƣ vấn - Thƣơng mại - Dịch vụ Địa ốc Hoàng Quân 70% Bất động sản và xây dựng

70 HRC Công Ty Cổ Phần Cao su Hòa Bình 40% Nông nghiệp

71 HT1 Công ty cổ phần xi măng Hà Tiên 1 20% Bất động sản và xây dựng

72 HTI Công ty cổ phần Đầu tƣ Phát triển Hạ tầng IDICO 25% Công nghiệp

73 HTV Công ty cổ phần vận tải Hà Tiên 50% Công nghiệp

74 HU3 Công ty cổ phần Đầu tƣ và Xây dựng HUD3 45% Bất động sản và xây dựng

75 HVG Công ty Cổ phần Hùng Vƣơng 65% Nông nghiệp

76 ICF Công ty cổ phần Đầu tƣ Thƣơng mại Thủy sản 50% Nông nghiệp

77 IDI Công ty Cổ phần Đầu tƣ và Phát triển Đa Quốc Gia 60% Nông nghiệp

78 IMP Công ty cổ phần dƣợc phẩm Imexpharm 55% Y tế

79 ITA Công ty cổ phần Đầu tƣ – Công nghiệp Tân Tạo 50% Bất động sản và xây dựng

80 ITC Công ty cổ phần Đầu tƣ và Kinh doanh nhà 80% Bất động sản và xây dựng

81 JVC Công ty cổ phần Thiết bị Y tế Việt Nhật 45% Y tế

82 KBC Tổng công ty Phát triển Đô thị Kinh Bắc-CTCP 35% Bất động sản và xây dựng

83 KDC Công ty cổ phần Kinh Đô 60% Hàng tiêu dùng

84 KDH Công ty cổ phần Đầu tƣ và Kinh doanh Nhà Khang Điền 55% Bất động sản và xây dựng

85 KHA Công ty cổ phần xuất nhập khẩu Khánh Hội 55% Bất động sản và xây dựng

86 KHP Công ty cổ phần Điện lực Khánh Hòa 25% Năng lƣợng

x

87 KMR Công ty cổ phần Mirae 70% Hàng tiêu dùng

88 KSA Công ty Cổ phần Công Nghiệp Khoáng Sản Bình Thuận 80% Nguyên vật liệu

89 KSB Công ty Cổ phần Công Nghiệp Khoáng Sản Bình Dƣơng 50% Bất động sản và xây dựng

90 KSH Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico 45% Nguyên vật liệu

91 KSS Tổng công ty cổ phần Khoáng sản Na Rì Hamico 95% Nguyên vật liệu

92 L10 Công ty cổ phần LILAMA 10 45% Bất động sản và xây dựng

93 LAF Công ty cổ phần Chế biến Hàng xuất khẩu Long An 60% Nông nghiệp

94 LBM Công ty cổ phần Khoáng sản và Vật liệu xây dựng Lâm Đồng 35% Bất động sản và xây dựng

95 LCG Công ty cổ phần LICOGI 16 95% Bất động sản và xây dựng

96 LGC Công ty cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia 15% Công nghiệp

97 LGL Công ty cổ phần Đầu tƣ và Phát triển Đô thị Long Giang 50% Bất động sản và xây dựng

98 LHG Công ty cổ phần Long Hậu 35% Bất động sản và xây dựng

99 LIX Công ty cổ phần Bột giặt Lix 35% Hàng tiêu dùng

100 LM8 Công ty cổ phần Lilama 18 50% Bất động sản và xây dựng

101 LSS Công ty cổ phần Mía đƣờng Lam Sơn 65% Nông nghiệp

102 MCG Công ty cổ phần Cơ điện và Xây dựng Việt Nam 75% Bất động sản và xây dựng

103 MCP Công Ty Cổ Phần In và Bao bì Mỹ Châu 40% Nguyên vật liệu

104 MDG Công ty cổ phần Miền Đông 75% Bất động sản và xây dựng

xi

105 MSN CTCP Tập đoàn Ma San 25% Tài chính

106 MTG Công ty cổ phần MT GAS 45% Năng lƣợng

107 NBB Công ty cổ phần đầu tƣ Năm Bảy Bảy 65% Bất động sản và xây dựng

108 NHS Công ty cổ phần Đƣờng Ninh Hòa 55% Nông nghiệp

109 NNC Công ty cổ phần Đá Núi Nhỏ 50% Bất động sản và xây dựng

110 NSC Công ty cổ phần giống cây trồng Trung Ƣơng 30% Nông nghiệp

111 NTL Công ty cổ phần Phát triển đô thị Từ Liêm 75% Bất động sản và xây dựng

112 NVN Công ty cổ phần Nhà Việt Nam 25% Bất động sản và xây dựng

113 OGC Công ty cổ phần Tập đoàn Đại Dƣơng 40% Bất động sản và xây dựng

114 OPC Công ty cổ phần Dƣợc phẩm OPC 60% Y tế

115 PAC Công ty Cổ phần Pin Ắc quy miền Nam 50% Công nghiệp

116 PAN Công ty Cổ phần Xuyên Thái Bình 25% Dịch vụ

117 PDR Công ty cổ phần Phát triển Bất động sản Phát Đạt 25% Bất động sản và xây dựng

118 PET Tổng Công ty cổ phần Dịch vụ Tổng hợp Dầu khí 65% Dịch vụ

119 PGC Tổng Công ty Gas Petrolimex 50% Năng lƣợng

120 PGD Công ty cổ phần Phân phối khí Thấp áp 50% Năng lƣợng

121 PHR Công ty cổ phần Cao su Phƣớc Hòa 35% Nông nghiệp

122 PIT Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Petrolimex 35% Dịch vụ

xii

123 PJT Công Ty Cổ Phần Vận tải Xăng dầu Đƣờng Thủy Petrolimex 50% Công nghiệp

124 PNC Công ty cổ phần văn hoá Phƣơng Nam 65% Dịch vụ

125 PNJ Công ty cổ phần Vàng bạc đá quý Phú Nhuận 80% Dịch vụ

126 PPC Công ty cổ phần Nhiệt điện Phả Lại 30% Năng lƣợng

127 PPI Công ty cổ phần Phát triển hạ tầng và Bất động sản Thái Bình Dƣơng 40% Bất động sản và xây dựng

128 PTL Công ty cổ phần Đầu tƣ hạ tầng và Đô thị Dầu khí 45% Bất động sản và xây dựng

129 PVD Tổng công ty cổ phần Khoan và Dịch vụ khoan dầu khí 50% Năng lƣợng

130 PVT Tổng Công ty cổ phần Vận tải dầu khí 30% Năng lƣợng

131 PXL Công ty Cổ phần Đầu tƣ Xây Dựng Thƣơng Mại Dầu 0hí - Idico 80% Bất động sản và xây dựng

132 PXS Công ty cổ phần 0ết cấu 0im loại và Lắp máy Dầu 0hí 40% Bất động sản và xây dựng

133 PXT Công ty cổ phần Xây lắp Đƣờng ống Bể chứa Dầu 0hí 50% Bất động sản và xây dựng

134 QCG Công ty cổ phần Quốc Cƣờng Gia Lai 45% Bất động sản và xây dựng

135 RAL Công ty cổ phần Bóng đèn Phích nƣớc Rạng Đông 25% Hàng tiêu dùng

136 RDP Công ty cổ phần Nhựa Rạng Đông 15% Nguyên vật liệu

137 REE Công ty cổ phần Cơ điện lạnh 70% Bất động sản và xây dựng

138 SAM Công ty cổ phần Đầu tƣ và Phát triển SACOM 65% Bất động sản và xây dựng

139 SAV Công ty cổ phần Hợp tác 0inh tế và Xuất nhập 0hẩu SAVIMEX 40% Hàng tiêu dùng

140 SBA Công ty cổ phần Sông Ba 60% Năng lƣợng

xiii

141 SBC Công ty cổ phần Sông Ba 70% Công nghiệp

142 SBT Công ty cổ phần Bourbon Tây Ninh 40% Nông nghiệp

143 SC5 Công ty cổ phần Xây dựng số 5 85% Bất động sản và xây dựng

144 SCD Công ty Cổ phần Nƣớc Giải 0hát Chƣơng Dƣơng 25% Hàng tiêu dùng

145 SEC Công ty cổ phần Mía đƣờng - Nhiệt điện Gia Lai 20% Nông nghiệp

146 SFI Công ty cổ phần Đại lý Vận tải SAFI 60% Công nghiệp

147 SHI Công ty cổ phần Quốc tế Sơn Hà 35% Hàng tiêu dùng

148 SJD Công Ty Cổ Phần Thủy Điện Cần Đơn 30% Năng lƣợng

149 SMA Công ty cổ phần Thiết bị phụ tùng Sài Gòn 85% Dịch vụ

150 SMC Công ty cổ phần đầu tƣ thƣơng mại SMC 65% Bất động sản và xây dựng

151 SPM Công ty Cổ phần S.P.M 35% Y tế

152 SRC Công ty cổ phần Cao su Sao vàng 50% Công nghiệp

153 SRF Công ty cổ phần 0ỹ Nghệ Lạnh 40% Công nghiệp

154 SSI Công ty Cổ phần chứng 0hoán Sài Gòn 60% Tài chính

155 ST8 Công ty cổ phần Siêu Thanh 20% Dịch vụ

156 STB Ngân hàng Thƣơng mại cổ phần Sài Gòn Thƣơng Tín 80% Tài chính

157 SVC Công ty Cổ phần dịch vụ tổng hợp Sài Gòn 60% Dịch vụ

158 SVI Công ty cổ phần Bao bì Biên Hòa 45% Nguyên vật liệu

xiv

159 SZL Công ty cổ phần Sonadezi Long Thành 25% Bất động sản và xây dựng

160 TAC Công ty cổ phần Sonadezi Long Thành 50% Hàng tiêu dùng

161 TBC Công ty Cổ phần Thủy điện Thác Bà 25% Năng lƣợng

162 TCL Công ty cổ phần Đại lý giao nhận Vận tải xếp dỡ Tân Cảng 50% Công nghiệp

163 TCM Công ty cổ phần Dệt may - Đầu tƣ - Thƣơng mại Thành Công 55% Hàng tiêu dùng

164 TDH Công ty Cổ phần Phát triển nhà Thủ Đức 90% Bất động sản và xây dựng

165 TDW Công ty cổ phần Cấp nƣớc Thủ Đức 25% Dịch vụ

166 TIE Công ty cổ phần TIE 30% Dịch vụ

167 TIX Công ty Cổ phần Sản xuất 0inh doanh Xuất nhập 0hẩu Dịch vụ và Đầu tƣ Tân Bình 35% Bất động sản và xây dựng

168 TLG Công ty cổ phần Tập đoàn Thiên Long 25% Hàng tiêu dùng

169 TLH Công ty cổ phần Tập đoàn thép Tiến Lên 60% Nguyên vật liệu

170 TMP Công ty cổ phần Thủy điện Thác Mơ 15% Năng lƣợng

171 TMT Công ty cổ phần Ô tô TMT 15% Công nghiệp

172 TNA Công ty Cổ Phần Thƣơng Mại Xuất Nhập 0hẩu Thiên Nam 45% Dịch vụ

173 TNC Công ty Cổ Phần Thƣơng Mại Xuất Nhập 0hẩu Thiên Nam 45% Nông nghiệp

174 TNT Công ty cổ phần Tài Nguyên 100% Nguyên vật liệu

175 TPC Công ty cổ phần Nhựa Tân Đại Hƣng 65% Nguyên vật liệu

176 TRA Công ty cổ phần Traphaco 40% Y tế

xv

177 TS4 Công ty cổ phần Thủy sản số 4 45% Nông nghiệp

178 TSC Công ty cổ phần Vật tƣ 0ỹ thuật nông nghiệp Cần Thơ 45% Nông nghiệp

179 TTF Công ty cổ phần Tập đoàn Mỹ nghệ gỗ Trƣờng Thành 50% Hàng tiêu dùng

180 TYA Công ty Cổ phần Dây và Cáp điện Taya Việt Nam 20% Công nghiệp

181 UDC Công ty cổ phần Xây dựng và Phát triển đô thị tỉnh Bà Rịa-Vũng Tàu 35% Bất động sản và xây dựng

182 UIC Công ty cổ phần Đầu tƣ phát triển Nhà và Đô thị IDICO 50% Bất động sản và xây dựng

183 VCB Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Ngoại thƣơng Việt Nam 10% Tài chính

184 VCF Công ty cổ phần Vinacafé Biên Hòa 35% Hàng tiêu dùng

185 VHC Công ty cổ phần Vĩnh Hoàn 35% Nông nghiệp

186 VIC Tập Đoàn VinGroup - Công ty cổ phần 35% Bất động sản và xây dựng

187 VIP Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu VIPCO 50% Năng lƣợng

188 VIS Công ty Cổ phần Thép Việt Ý 50% Nguyên vật liệu

189 VMD Công ty cổ phần Y Dƣợc phẩm Vimedimex 60% Y tế

190 VNA Công ty cổ phần vận tải biển VINASHIP 50% Công nghiệp

191 VNE Tổng công ty Cổ phần Xây dựng điện Việt Nam 70% Bất động sản và xây dựng

192 VNG Công ty cổ phần Du lịch Golf Việt Nam 50% Dịch vụ

193 VNH Công ty cổ phần Thủy hải sản Việt Nhật 55% Nông nghiệp

194 VNI Công ty cổ phần Đầu tƣ bất động sản Việt Nam 30% Bất động sản và xây dựng

xvi

195 VNL Công ty cổ phần Giao nhận Vận tải và Thƣơng mại 75% Công nghiệp

196 VNM Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam 45% Hàng tiêu dùng

197 VNS Công ty cổ phần Ánh Dƣơng Việt Nam 40% Công nghiệp

198 VOS Công ty cổ phần Vận tải biển Việt Nam 35% Công nghiệp

199 VPH Công ty cổ phần Vạn Phát Hƣng 60% Bất động sản và xây dựng

200 VRC Công ty cổ phần Xây lắp và Địa ốc Vũng Tàu 50% Bất động sản và xây dựng

201 VSC Công ty cổ phần Container Việt Nam 100% Công nghiệp

202 VSH Công ty Cổ phần Thủy điện Vĩnh Sơn – Sông Hinh 50% Năng lƣợng

203 VST Công ty cổ phần Vận tải và Thuê tàu biển Việt Nam 35% Công nghiệp

204 VTB Công ty Cổ phần Viettronics Tân Bình 35% Hàng tiêu dùng

205 VTF Công ty cổ phần Thức ăn Chăn nuôi Việt Thắng 30% Nông nghiệp

206 VTO Công ty cổ phần Vận tải xăng dầu VITACO 45% Năng lƣợng

xxii

Phụ luc 2. Kiểm định lựa chọn mô hình

Mô hình 1. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản (B_A là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Weighted Statistics

R-squared 0.691294 Mean dependent var 0.033335

Adjusted R-squared 0.655674 S.D. dependent var 0.022899

S.E. of regression 0.015041 Sum squared resid 0.417597

F-statistic 19.40751 Durbin-Watson stat 2.085409

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-Watson

stat = 2.085409 thuộc (1,3)

Không vi phạm tự

tƣơng quan

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.6730 > 10%

Không vi phạm đa

cộng tuyến

Kiểm định

phƣơng sai thay

đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng

sai thay đổi

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ01

Test cross-section random ef ects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 64.015696 8 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn REM

Kiểm định

Likelihood ratio Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ01

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 7.365812 (205,1846) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn Pooled

OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 3.7e+05

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxiii

Mô hình 2. Tác động của quản trị doanh nghiệp lên tính thanh khoản (Volume là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Wei hted Statistics

R-squared 0.917087 Mean dependent var 13.02550

Adjusted R-squared 0.907470 S.D. dependent var 7.119086

S.E. of regression 0.835512 Sum squared resid 1287.958

F-statistic 95.36101 Durbin-Watson stat 1.597698

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-Watson

stat = 1.597689 thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.5902 > 10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

phƣơng sai thay

đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai thay

đổi

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ02

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 242.394780 9 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn REM

Kiểm định

Likelihood ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ02

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-secti n F 31.521266 (205,1845) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn Pooled

OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 8208.49

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxiv

Mô hình 3. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản (B_A là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan Weighted Statistics

R-squared 0.690773 Mean dependent var 0.033236

Adjusted R-squared 0.655466 S.D. dependent var 0.022531

S.E. of regression 0. 15023 Sum squared resid 0.417076

F-statistic 19.56486 Durbin-Watson stat 2.086466

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-Watson

stat = 2.086466 thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định

phƣơng sai thay

đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai thay

đổi

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.7344 > 10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ03

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 58.824440 6 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn REM

Kiểm định

Likelihood ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ03

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 7.841841 (205,1848) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn Pooled

OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 3.2e+05

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxv

Mô hình 4. Tác động của quản lý thu nhập lên tính thanh khoản (Volume là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Weighted Statistics

R-squared 0.916350 Mean dependent var 13.10226

Adjusted R-squared 0.906748 S.D. dependent var 7.160274

S.E. of regression 0.838890 Sum squared resid 1299.803

F-statistic 95.43903 Durbin-Watson stat 1.596660

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-Watson

stat = 1.596660 thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.6509 > 10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

phƣơng sai thay

đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000< 10%

Vi phạm phƣơng sai thay đổi

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ04

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 257.109119 7 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn REM

Kiểm định

Likelihood ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ04

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 33.617574 (205,1847) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn Pooled

OLS.

Kiểm định

Likelihood ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ04

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 33.617574 (205,1847) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM phù

hợp hơn Pooled

OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 7384.63

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxvi

Mô hình 5. Tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản (B_A là biến phụ

thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Weighted Statistics

R-squared 0.689763 Mean dependent var 0.033290

Adjusted R-squared 0.653778 S.D. dependent var 0.022834

S.E. f regression 0.015029 Sum squared resid 0.416740

F-statistic 19.16849 Durbin-Watson stat 2.082322

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-Watson

stat = 2.082322 thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.6655 > 10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

phƣơng sai thay

đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai thay

đổi

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ05

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 66.729926 9 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

REM

Kiểm định

Likelihood ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ05

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 7.388182 (205,1845) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

Pooled OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 3.1e+05

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxvii

Mô hình 6. Tác động đồng thời của quản trị doanh nghiệp và quản lý thu nhập lên tính thanh khoản ( Volume là biến phụ

thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Weighted Statistics

R-squared 0.917192 Mean dependent var 13.02892

Adjusted R-squared 0.907537 S.D. dependent var 7.119109

S.E. of regression 0.835600 Sum squared resid 1287.531

F-statistic 94.99651 Durbin-Watson stat 1.595245

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-

Watson stat = 1.595245

thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định

phƣơng sai

thay đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai thay

đổi

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.6637 >

10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ06

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 247.776928 10 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

REM

Kiểm định

Likelihood

ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ06

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 31.524833 (205,1844) 0.0000

Vì P value = 0.000 < 10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

Pooled OLS.

xxviii

Mô hình 7. Kiểm định tính bền vững trong điều kiện phân khúc thị trƣờng ở Việt Nam (B_A là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự

tƣơng quan

Weighted Statistics

R-squared 0.686231 Mean dependent var 0.033180

Adjusted R-squared 0.649457 S.D. dependent var 0.022928

S.E. of regression 0.014996 Sum squared resid 0.414466

F-statistic 18.66086 Durbin-Watson stat 2.084392

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-

Watson stat = 2.084392

thuộc (1,3)

Không vi phạm tự

tƣơng quan

Kiểm định

phƣơng sai

thay đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai

thay đổi

Kiểm định đa

cộng tuyến

Vì p value = 0.1486 >

10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định

Hausman test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ07

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 63.250993 11 0.0000

Vì P value = 0.000 <

10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

REM

Kiểm định

Likelihood

ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ07

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 6.955251 (205,1843) 0.0000

Vì P value = 0.000 <

10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

Pooled OLS.

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 2.9e+05

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxix

Mô hình 8. Kiểm định tính bền vững trong điều kiện phân khúc thị trƣờng ở Việt Nam (Volume là biến phụ thuộc)

Kiểm định tự tƣơng

quan

Weighted Statistics

R-squared 0.917786 Mean dependent var 13.05131

Adjusted R-squared 0.908101 S.D. dependent var 7.140287

S.E. of regression 0.834304 Sum squared resid 1282.150

F-statistic 94.76069 Durbin-Watson stat 1.599237

Prob(F-statistic) 0.000000

Vì hệ số Durbin-

Watson stat = 1.599237

thuộc (1,3)

Không vi phạm tự tƣơng

quan

Kiểm định phƣơng sai

thay đổi

Vì Prob-chi2 = 0.0000<

10%

Vi phạm phƣơng sai thay

đổi

Kiểm định đa cộng

tuyến

Vì p value = 0.2293 >

10%

Không vi phạm đa cộng

tuyến

Kiểm định Hausman

test

Correlated Random Effects - Hausman Test

Equation: EQ08

Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.

Cross-section random 253.856264 12 0.0000

Vì P value = 0.000 <

10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

REM

Prob>chi2 = 0.0000chi2 (206) = 8065.43

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

in fixed effect regression modelModified Wald test for groupwise heteroskedasticity

xxx

Kiểm định Likelihood

ratio

Redundant Fixed Effects Tests

Equation: EQ08

Test cross-section fixed effects

Effects Test Statistic d.f. Prob.

Cross-section F 30.091757 (205,1842) 0.0000

Vì P value = 0.000 <

10%

Bác bỏ H0

Mô hình FEM

phù hợp hơn

Pooled OLS.