The cubic nonlinear impact of managerial ownership on firm performance of vietnamese companies listed on Ho Chi Minh city stock exchange

Nội dung text: The cubic nonlinear impact of managerial ownership on firm performance of vietnamese companies listed on Ho Chi Minh city stock exchange

1. Journal of Finance – Marketing; Vol. 65, No. 5; 2021 ISSN: 1859-3690 DOI: ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH – MARKETING Số 65 - Tháng 10 Năm 2021 Journal of Finance – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING THE CUBIC NONLINEAR IMPACT OF MANAGERIAL OWNERSHIP ON FIRM PERFORMANCE OF VIETNAMESE COMPANIES LISTED ON HO CHI MINH CITY STOCK EXCHANGE Le Phan Thi Dieu Thao1*, Nguyen Dieu Trang2 1Banking University of Ho Chi Minh City 2Vietnam Bank for Agriculture and Rural Development ARTICLE INFO ABSTRACT DOI: This study examined the impact of managerial ownership structure on 10.52932/jfm.vi65.210 firm performance of listed companies on Hochiminh City Stock Exchange. Firm performance was measured by return on equity (ROE) and Tobin’s Received: Q. In this study, the data of 332 companies listed on the Hochiminh June 16, 2021 City Stock Exchange with the System-GMM method was used. The Accepted: results showed a cubic nonlinear impact between managerial ownership August 10, 2021 on firm performance, implying that the “convergence of interests” and Published: “entrenchment” hypotheses of managers’ behavior can explain the cubic October 25, 2021 nonlinear relationship of managerial ownership on firm performance. In addition, base on results, this study also gave recommendations Keywords: on managerial ownership structure to optimal firm performance and Ownership stucture; stakeholders’ interests. Managerial wnership; Firm performance. *Corresponding author: Email: thaolptd@buh.edu.vn 59
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH – MARKETING Số 65 - Tháng 10 Năm 2021 Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING TÁC ĐỘNG PHI TUYẾN BẬC BA CỦA CẤU TRÚC SỞ HỮU NHÀ QUẢN LÝ ĐẾN HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Lê Phan Thị Diệu Thảo1*, Nguyễn Diệu Trang2 1Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh 2Ngân hàng Nông nghiệp & Phát triển Nông thôn Việt Nam THÔNG TIN TÓM TẮT DOI: Bài viết nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu 10.52932/jfm.vi65.210 quả kinh doanh của doanh nghiệp niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Hiệu quả kinh doanh được đo lường bằng tỷ Ngày nhận: suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu và Tobin’s Q. Nghiên cứu sử dụng dữ 16/06/2021 liệu bảng cân bằng của 332 công ty từ năm 2007 đến năm 2019 và phương pháp hồi quy System-GMM. Kết quả cho thấy tác động phi tuyến bậc ba Ngày nhận lại: giữa cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh, hàm ý rằng 10/08/2021 giả thuyết hội tụ lợi ích và tham quyền cố vị trong hành vi của các nhà Ngày đăng: quản lý đã dẫn đến mối quan hệ phi tuyến bậc ba của cấu trúc sở hữu nhà 25/10/2021 quản lý đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. Ngoài ra, nghiên cứu cũng đưa ra khuyến nghị nhằm tối ưu hóa hiệu quả kinh doanh của doanh Từ khóa: nghiệp và lợi ích của các bên liên quan. Cấu trúc sở hữu; Cấu trúc sở hữu nhà quản lý; Hiệu quả kinh doanh. 1. Giới thiệu nghiệp được giải thích rõ trong lý thuyết đại Cấu trúc sở hữu là một trong những nhân diện do Jensen và Meckling (1976) phát triển. tố quan trọng ảnh hưởng đến hiệu quả kinh Ý tưởng sơ bộ của lý thuyết này bắt nguồn từ doanh của doanh nghiệp, tuy nhiên mức độ nghiên cứu của Berle và Means (1932), cho ảnh hưởng của nó như thế nào vẫn là một chủ rằng sự tách biệt quyền sở hữu và quyền kiểm đề gây nhiều tranh cãi. Tác động của cấu trúc soát trong các công ty dẫn đến vấn đề đại diện: sở hữu đến hiệu quả kinh doanh của doanh trong các công ty này, những nhà quản lý trực tiếp điều hành doanh nghiệp (người đại diện) sở hữu lượng cổ phần ít hơn nhiều so với chủ *Tác giả liên hệ: sở hữu, do đó, những nhà quản lý sẽ có cơ hội Email: thaolptd@buh.edu.vn và động cơ để khai thác các nguồn lực của công 60
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 ty nhằm đáp ứng lợi ích của riêng họ, điều này được sự tồn tại một mối quan hệ phi tuyến bậc có thể gây hại cho lợi ích của công ty. Giải quyết ba giữa tỉ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý và vấn đề đại diện này là một trong những trọng hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. tâm của quản trị doanh nghiệp. Tập trung quyền sở hữu được xem là một 2. Lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm cơ chế quản trị doanh nghiệp quan trọng trong 2.1. Nghiên cứu lý thuyết việc giải quyết vấn đề đại diện. Theo giả thuyết 2.1.1. Lý thuyết chi phí đại diện hội tụ lợi ích, tập trung quyền sở hữu được cho là chìa khóa nhằm đáp ứng lợi ích của nhà Lý thuyết chi phí đại diện cho rằng trong quản lý cũng như cổ đông. Một trong các hình công ty cổ phần tồn tại sự xung đột về mục tiêu thức tập trung quyền sở hữu được quan tâm giữa người chủ (cổ đông, chủ nợ, ) và người đó là cấu trúc sở hữu nhà quản lý (managerial đại diện (nhà quản lý). Mâu thuẫn này làm phát ownership), tức là nhà quản lý doanh nghiệp sở sinh chi phí đại diện. Nguyên nhân của vấn đề hữu phần lớn cổ phần của doanh nghiệp. Cấu này là do sự khác biệt về tỉ lệ sở hữu cổ phần, trúc sở hữu nhà quản lý phản ánh những động hay còn gọi là sự tách biệt cấu trúc sở hữu và cơ bên trong của chính nhà quản lý trong việc kiểm soát, dẫn đến sự khác biệt về khẩu vị rủi ro điều hành doanh nghiệp hiệu quả. Jensen và giữa người chủ sở hữu và người đại diện. Do đó, Meckling (1976) cho rằng việc gia tăng tỉ lệ sở cơ chế quản trị doanh nghiệp được phát triển hữu cổ phần của nhà quản lý sẽ giải quyết vấn để giảm thiểu chi phí đại diện có liên quan đến đề chi phí đại diện và cải thiện hiệu quả kinh sự tách biệt cấu trúc sở hữu và kiểm soát (Fama, doanh của doanh nghiệp. 1980; Jensen & Meckling, 1976). Tuy nhiên, Shleifer và Vishny (1989) chỉ ra 2.1.2. Lý thuyết về cấu trúc sở hữu nhà quản lý rằng nếu nhà quản lý có đủ số lượng cổ phần để và hiệu quả kinh doanh trở thành cổ đông quan trọng, có đủ quyền lực Giả thuyết hội tụ lợi ích: Giả thuyết hội tụ và sự ảnh hưởng đối với doanh nghiệp, các nhà lợi ích cho rằng khi nhà quản lý sở hữu nhiều quản lý sẽ cố gắng giữ địa vị của mình tại công cổ phiếu công ty thì động cơ trục lợi cá nhân ty, đồng thời phớt lờ các cơ chế giám sát nội bộ. của nhà quản lý sẽ giảm. Họ sẽ điều hành theo Vì vậy, giả thuyết tham quyền cố vị cho rằng sự hướng tối đa hóa lợi ích của công ty, cũng là gia tăng tỉ lệ sở hữu cổ phần của các nhà quản lợi ích của cổ đông và của chính họ, từ đó giảm lý, đặc biệt ở mức cao, có thể làm giảm hiệu quả được những vấn đề về chi phí đại diện giữa nhà kinh doanh của doanh nghiệp. quản trị và cổ đông. Lập luận này cũng được Tại Việt Nam, nghiên cứu về vấn đề này khẳng định trong nghiên cứu của Jensen và được khai thác chủ yếu theo khía cạnh cấu trúc Meckling (1976). sở hữu của Nhà nước và nước ngoài. Trong khi Giả thuyết tham quyền cố vị: Giả thuyết đó, các bài viết khai thác về cấu trúc sở hữu tham quyền cố vị cho rằng nhà quản lý sở hữu nhà quản lý lại khá khiêm tốn và có những kết càng nhiều cổ phần thì hiệu quả kinh doanh của quả thực nghiệm trái chiều. (Nguyen và cộng công ty càng kém. Các nhà quản lý sẽ dựa vào sự, 2015; Ngô Mỹ Trân & Lê Thị Trang, 2018; sự hiểu biết thông thạo về hoạt động của công Hoang và cộng sự, 2017; Trần Minh Trí & ty và quyền lực của bản thân để giảm áp lực từ Dương Như Hùng, 2011, Vo & Phan, 2013; và bên ngoài của các cổ đông và Hội đồng quản trị. Phan Bùi Gia Thủy và cộng sự, 2017). Chính vì Các nhà quản lý có thể vượt quyền để kiểm soát vậy, nghiên cứu này hướng đến việc đo lường các hoạt động của doanh nghiệp nhằm theo tác động của cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến đuổi những lợi ích cá nhân mà không làm tối hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp tại Việt đa hóa giá trị doanh nghiệp. Lúc này vấn đề đại Nam. Đóng góp chính của nghiên cứu là chỉ ra diện trở nên nghiêm trọng hơn. 61
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 Shleifer và Vishny (1989) chỉ ra rằng nếu nhà Villalonga (2001) sử dụng dữ liệu nghiên cứu quản lý có đủ số lượng cổ phần để trở thành cổ gồm 223 công ty được chọn lọc ngẫu nhiên từ đông quan trọng thì cơ chế giám sát nội bộ cũng 511 công ty giai đoạn 1976 – 1980, bằng phương như thị trường cạnh tranh đều trở nên kém hiệu pháp 2SLS. Kết quả cho thấy cấu trúc sở hữu quả. Trong trường hợp này, các nhà quản lý có của nhà quản lý có tác động nghịch chiều đến thể có đủ quyền lực và tầm ảnh hưởng để phớt Tobin’s Q. lờ các cơ chế giám sát nhằm gia tăng thu nhập Tại Trung Quốc, Li và cộng sự (2007) sử và cố gắng ở lại vị trí của họ ngay cả khi không dụng dữ liệu của 155 doanh nghiệp Nhà nước đủ năng lực. Cấu trúc sở hữu tập trung cao vào (SOEs) tại Trung Quốc được tư nhân hóa, giai những nhà quản lý có thể dẫn đến việc họ lợi đoạn 1992 – 2000 bằng phương pháp OLS. Kết dụng quyền lực để tiếp cận thông tin nội bộ mà quả chỉ ra rằng, cấu trúc sở hữu nhà quản lý các cổ đông khác không có. Các thông tin này có có mối quan hệ đồng biến với hiệu quả kinh thể tạo điều kiện thuận lợi cho các giao dịch nội doanh của công ty. Ruan và cộng sự (2011) dựa bộ của họ, nhưng có thể gây hại cho lợi ích của vào 723 quan sát của 197 công ty được niêm các cổ đông khác. Vì vậy, theo giả thuyết tham yết tại Sở Giao dịch chứng khoán Trung Quốc quyền cố vị thì sự gia tăng cấu trúc sở hữu nhà giai đoạn 2002 – 2007 bằng phương pháp 3SLS. quản lý, đặc biệt ở mức cao, có thể làm giảm hiệu Kết quả cho thấy Tobin’s Q và cấu trúc sở hữu quả kinh doanh của doanh nghiệp. nhà quản lý có mối quan hệ phi tuyến bậc ba. 2.2. Nghiên cứu thực nghiệm Tobin’s Q tăng lên khi tỉ lệ sở hữu của nhà quản Nghiên cứu về tác động của cấu trúc sở hữu lý tăng dưới 18% hoặc vượt ngưỡng 64%. Khi nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh của doanh tỉ lệ sở hữu của nhà quản lý trong khoảng 18% nghiệp không chỉ có nhiều ý kiến trái chiều về đến 64% thì Tobin’s Q giảm dần. mặt lý thuyết, mà ngay cả các nghiên cứu thực Tại các quốc gia khác trên thế giới, kết quả nghiệm cũng cho ra những kết quả khác nhau. nghiên cứu về tác động của cấu trúc sở hữu nhà Tại Hoa Kỳ, Morck và cộng sự (1988) sử dụng quản lý đến hiệu quả kinh doanh của doanh dữ liệu của 371 công ty trong bảng xếp hạng nghiệp cũng cho ra những ý kiến trái chiều. danh sách 500 công ty lớn nhất Hoa Kỳ năm Một vài nghiên cứu cho rằng việc gia tăng 1980. Kết quả nghiên cứu cho thấy Tobin’s Q tỉ lệ cổ phần của nhà quản lý là yếu tố quan và cấu trúc sở hữu của nhà quản lý có mối quan trọng, giúp giảm bớt xung đột lợi ích trong vấn hệ nghịch biến khi tỉ lệ sở hữu cổ phần của nhà đề đại diện và thúc đẩy hiệu quả kinh doanh quản lý trong khoảng từ 5% đến 25% và đồng của doanh nghiệp (Kumar & Singh, 2013; biến khi tỉ lệ sở hữu cổ phần của nhà quản lý Alabdullah và cộng sự, 2014; Arora & Sharma, nhỏ hơn 5% hoặc lớn hơn 25%. Trong khi đó, 2016; Alabdullah và cộng sự, 2018; Fauzi & McConnell và Servaes (1990) tìm thấy mối Locke, 2012). quan hệ phi tuyến bậc hai giữa Tobin’s Q và tỉ lệ Trong khi, Dwivedi và Jain (2005) lại cho cổ phần phổ thông của nhà quản lý. Tobin’s Q thấy sở hữu của nhà quản lý có tương quan âm đạt giá trị cực đại khi tỉ lệ cổ phần của nhà quản với hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp tại lý đạt xấp xỉ 40% – 50%. Tương tự, Himmelberg Ấn Độ. Mối quan hệ này tiếp tục được tìm thấy và cộng sự (1999) sử dụng dữ liệu từ 600 công bởi Acharya và Bisin (2009); Khamis và cộng ty ở Hoa Kỳ giai đoạn 1982-1992 bằng mô hình sự (2015); Mohammed (2018); Zraiq và Fadzil FEM và kỹ thuật biến công cụ (IV). Nghiên cứu (2018); Dakhlallh và cộng sự (2019). tìm thấy mối quan hệ phi tuyến bậc hai giữa cấu trúc sở hữu của nhà quản lý và Tobin’s Q, Hơn nữa, một số nghiên cứu khác (Heugens trong đó, Tobin’s Q đạt cực đại khi tỉ lệ sở hữu và cộng sự, 2009; Selarka, 2005; Balsmeier & cổ phần của nhà quản lý đạt 58%. Demsetz và Czarnitzki, 2015) cho thấy, tác động của cấu 62
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh đạt giá trị cực tiểu khi tỉ lệ sở hữu cổ phần của doanh của doanh nghiệp là phi tuyến bậc hai. nhà quản lý là 30.18%. Mặt khác, De Miguel và cộng sự (2004) sử dụng Trong khi đó, Hoang và cộng sự (2017) dựa ước lượng GMM lại tìm thấy mối quan hệ phi vào 406 quan sát của các công ty sản xuất được tuyến bậc ba giữa cấu trúc sở hữu và Tobin’s Q niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán Thành tại Tây Ban Nha. Cụ thể, khi cấu trúc sở hữu phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2007 -2015 bằng nhà quản lý nằm trong giá trị 0-35% và vượt việc sử dụng mô hình hồi quy System-GMM, ngưỡng 70%, mối quan hệ với hiệu quả kinh nghiên cứu cho thấy, mối quan hệ bậc ba giữa doanh của doanh nghiệp là đồng biến. Ngược cấu trúc sở hữu nhà quản lý đối với hiệu quả lại, khi cấu trúc sở hữu trong khoảng từ 35% kinh doanh của doanh nghiệp. Nếu cấu trúc sở đến 70% thì mối quan hệ này là đồng biến. hữu nhà quản lý dao động từ 0% đến 12% hoặc Tại Việt Nam, cho đến nay, không có nhiều lớn hơn 45%, mối quan hệ là đồng biến. Ngược nghiên cứu về mối quan hệ giữa cấu trúc sở lại, khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý trong khoảng hữu nhà quản lý và hiệu quả kinh doanh của 12% đến 45%, mối quan hệ là nghịch biến. doanh nghiệp, và kết quả nghiên cứu cũng có nhiều khác biệt. Trần Minh Trí và Dương Như 3. Phương pháp nghiên cứu Hùng (2011) thông qua mẫu gồm 295 quan sát 3.1. Giả thuyết và mô hình nghiên cứu của 126 doanh nghiệp niêm yết trên sàn Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh giai Một số thực nghiệm nghiên cứu trên thế đoạn 2006 – 2009, bằng phương pháp mô hình giới và Việt Nam chỉ ra rằng, tồn tại tác động tác động cố định FEM, cho thấy, với mức sở hữu phi tuyến bậc ba của cấu trúc sở hữu nhà quản của nhà quản lý dưới 59,1%, tồn tại mối quan lý đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp hệ đồng biến giữa cấu trúc sở hữu nhà quản lý (Morck và cộng sự, 1988; De Miguel và cộng sự, và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp được 2004; Ruan và cộng sự, 2011; Hoang và cộng sự, đo lường bằng Tobin’s Q. Tuy nhiên, mối quan 2017). Tác động của cấu trúc sở hữu nhà quản hệ này chuyển thành nghịch biến khi mức sở lý đến hiệu quả kinh doanh được cho rằng, bị hữu của nhà quản lý lớn hơn 59,1%. giả thuyết hội tụ lợi ích và tham quyền cố vị chi phối, làm cho mối quan hệ này trở nên phức Ngược lại, Vo và Phan (2013) sử dụng kỹ tạp hơn. Thông thường khi cấu trúc sở hữu thuật bình phương nhỏ nhất tổng quát linh nhà quản lý ở mức thấp hoặc rất cao, thì ảnh hoạt FGLS, dữ liệu nghiên cứu bao gồm 325 quan sát được thu thập từ 77 công ty được niêm hưởng của hiệu ứng giả thuyết hội tụ lợi ích có yết tại Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ xu hướng lấn át hiệu ứng giả thuyết tham quyền Chí Minh trong giai đoạn 2006 – 2011, cho thấy cố vị, từ đó, tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp được đo cấu trúc sở hữu nhà quản lý và hiệu quả kinh lường bằng Tobin’s Q giảm khi gia tăng tỉ lệ cấu doanh của doanh nghiệp. Tuy nhiên, khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến 22%, vượt qua mức trúc sở hữu nhà quản lý ở mức trung bình thì tỉ lệ này, hiệu quả kinh doanh của công ty sẽ gia hiệu ứng giả thuyết hội tụ lợi ích có xu hướng bị tăng trở lại. lấn át bởi hiệu ứng giả thuyết tham quyền cố vị, Tương tự, Phan Bùi Gia Thủy và cộng sự do đó, mối quan hệ này là đồng biến. (2017) với mẫu dữ liệu gồm 840 quan sát của Trong khi đó, tại Việt Nam, những kết 120 công ty niêm yết tại Sở giao dịch chứng nghiên cứu về mối quan hệ giữa cấu trúc sở khoán Thành phố Hồ Chí Minh giai đoạn 2009 hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh của – 2015 bằng phương pháp FEM, chỉ ra mối doanh nghiệp vẫn còn nhiều mâu thuẫn. Trần quan hệ phi tuyến bậc hai giữa cấu trúc sở hữu Minh Trí và Dương Như Hùng (2011) tìm thấy, của nhà quản lý và ROA: Hiệu quả kinh doanh hiệu quả kinh doanh đạt giá trị cực đại khi cấu 63
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 trúc sở hữu nhà quản lý là 59,1%. Trong khi đó, Trong đó, Yit là biến phụ thuộc, ∑Xit là tổng Vo và Phan (2013) và Phan Bùi Gia Thủy và hòa các quan hệ tuyến tính hay phi tuyến tính cộng sự (2017) lại chỉ ra hiệu quả kinh doanh của biến độc lập đối với biến phụ thuộc, ∑Zit là đạt giá trị cực tiểu khi tỉ lệ sở hữu cổ phần của tổng hòa các quan hệ của các biến kiểm soát và nhà quản lý lần lượt là 22% và 30,18%. Như vậy, ∑Dit là tổng hòa các quan hệ các biến giả định nghiên cứu cho rằng, mô hình mối tương quan đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. bậc hai có thể chưa đủ để giải thích được mối Để nghiên cứu tác động phi tuyến bậc ba của quan hệ phức tạp giữa cấu trúc sở hữu của nhà cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh quản lý và hiệu quả kinh doanh. doanh của doanh nghiệp, mô hình nghiên cứu Từ đó, giả thuyết nghiên cứu tiếp theo được tổng quát [1] sẽ được xây dựng và phát triển đặt ra như sau: như sau: Giả thuyết nghiên cứu: Tồn tại tác động phi TobinQit = β0 + β1TobinsQit–1 + β2MOit tuyến bậc ba giữa cấu trúc sở hữu nhà quản lý + β MO2 + β MO3 và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp. 3 it 4 it [1.1] + β5LogSize + β6Lev + β7Fix Dựa trên các giả thuyết nghiên cứu về tác + β Liq + β Age + ε động phi tuyến của cấu trúc sở hữu nhà quản 8 9 it ROE = β + β ROE + β MO lý đến hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp it 0 1 it–1 2 it 2 3 đã được xây dựng tại phần 2, tác giả đề xuất mô + β3MO it + β4MO it [1.2] hình nghiên cứu tổng quát như sau: + β5LogSize + β6Lev +β7Fix + β8Liq + β9Age + εit Yit = α0 + αitYi,t–1 + βit∑Xit + γit∑Zit + δit∑Dit [1] Bảng 1. Tổng hợp các biến trong mô hình Biến số Tên biến Cách đo lường Kỳ vọng Biến phụ thuộc Tobin’s Q Hệ số Tobin’s Q Giá trị thị trường của doanh nghiệp/ Giá trị sổ sách của doanh nghiệp ROE Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ Lợi nhuận sau thuế/ Vốn chủ sở hữu sở hữu Biến độc lập Tổng tỉ lệ sở hữu cổ phần của những người thuộc MO Cấu trúc sở hữu nhà quản lý (+)/(-) Hội đồng quản trị, ban kiểm soát và ban điều hành Biến kiểm soát LogSize Quy mô doanh nghiệp Logarit tự nhiên tổng tài sản (+)/(-) Lev Tỉ lệ đòn bẩy Tổng nợ /Tổng tài sản (+)/(-) Tốc độ tăng trưởng tài sản Giá trị tài sản cố định năm t/(Giá trị tài sản cố định Fix (+)/(-) cố định năm t-1) – 1 Liq Tính thanh khoản Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn (+) Age Số năm niêm yết tại HOSE Năm t – Năm niêm yết trên HOSE (+)/(-) 64
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 3.2. Dữ liệu nghiên cứu Blundell và Bond (1998). Phương pháp SGMM Nghiên cứu sử dụng một bộ dữ liệu của các giúp dễ dàng chọn các biến công cụ hơn bởi vì công ty phi tài chính được thu thập từ Báo cáo nó sử dụng các biến ngoại sinh ở khoảng thời tài chính, Báo cáo thường niên, Biên bản họp gian khác hoặc lấy độ trễ của các biến có thể đại hội cổ đông của các công ty niêm yết tại sử dụng như biến công cụ cho các biến nội Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí sinh ở thời điểm hiện tại. Do đó, SGMM đã Minh trong giai đoạn 2007 – 2019. Cấu trúc sở đưa ra nhiều biến công cụ để có thể dễ dàng hữu nhà quản lý là tùy nghi trong mỗi doanh đạt được điều kiện của một biến công cụ chuẩn nghiệp và dữ liệu không có sẵn ở một số công (Overidentification of Estimators). Hơn nữa, ty, đặc biệt là vào đầu giai đoạn nghiên cứu. ước lượng Arellano và Bond còn phù hợp với Đồng thời, theo quy định của Ủy ban Chứng các dữ liệu bảng với chuỗi thời gian ngắn và số khoán Việt Nam, cổ đông là nhà quản lý công lượng doanh nghiệp nhiều. ty phải nắm giữ 100% số cổ phiếu do mình sở Bên cạnh đó, Arellano và Bond (1991) đã đề hữu trong thời gian sáu tháng kể từ ngày niêm nghị hai kiểm định chủ chốt để kiểm tra tính yết và 50% số cổ phiếu này trong thời gian sáu hiệu lực của mô hình SGMM. Một là kiểm định tháng tiếp theo. Do đó, các doanh nghiệp được Arellano-Bond nhằm kiểm định sự tự tương niêm yết vào năm t sẽ được đưa vào mẫu dữ quan với Giả thuyết H0: Không tự tương quan. liệu từ năm t+1 để cho phép đủ thời gian cho Kiểm định thứ hai là kiểm định Hansen nhằm cấu trúc sở hữu nhà quản lý điều chỉnh và có kiểm định tính hiệu lực (Overidentification) ảnh hưởng đến hiệu quả kinh doanh của doanh của mô hình. Đây là kiểm định giới hạn về nội nghiệp. Theo đó, dữ liệu cuối cùng của nghiên sinh của mô hình. Kiểm định Sargan với Giả cứu là dữ liệu bảng không cân bằng có 2.521 thuyết H0: biến công cụ là ngoại sinh. quan sát của 332 công ty phi tài chính niêm yết Ngoài ra, để làm rõ tác động phi tuyến tại Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ bậc ba của cấu trúc sở hữu đến hiệu quả kinh Chí Minh. doanh, nghiên cứu còn phân tích hình dạng đồ 3.3. Phương pháp phân tích hồi quy thị bậc ba thông qua các cực trị. Bằng cách lấy Các nghiên cứu trước đây cho rằng cấu trúc đạo hàm riêng của Mô hình [1.1], [1.2] đối với sở hữu của nhà quản lý và hiệu quả kinh doanh MO, nghiên cứu thực hiện tính hai cực trị của của doanh nghiệp tồn tại mối quan hệ nội sinh. mối quan hệ bậc ba bằng công thức sau: Để xử lý vấn đề nội sinh, nghiên cứu sử dụng −−2β 4 β2 − 12 ββ Cực trị thứ nhất: MO = 2 2 13 phương pháp System-GMM (SGMM) dành 1 6β cho dữ liệu bảng và coi biến trễ của hiệu quả 3 kinh doanh của doanh nghiệp như một biến −−2β 4 β2 − 12 ββ độc lập của mô hình. Phương pháp này ban Cực trị thứ hai: MO = 2 2 13 2 6β đầu được giới thiệu bởi Holtz-Eakin và cộng 3 sự (1988), Arellano và Bond (1991) và được phát triển thêm bởi Arellano và Bover (1995), 4. Kết quả nghiên cứu Bảng 2. Thống kê mô tả các biến định lượng trong mô hình Đơn vị Trung Độ lệch Trung Giá trị Giá trị Số Biến tính bình chuẩn vị nhỏ nhất lớn nhất quan sát Tobin’s Q Lần 1,10 0,77 0,98 0,10 20,93 2521 ROE Lần 0,09 0,89 0,11 -41,00 1,60 2521 MO % 12,00 16,00 4,30 0,00 91,00 2521 65
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 Đơn vị Trung Độ lệch Trung Giá trị Giá trị Số Biến tính bình chuẩn vị nhỏ nhất lớn nhất quan sát Size Tỷ đồng 28,00 1,30 28,00 25,00 34,00 2521 Lev Lần 0,48 0,21 0,50 0,000 1,30 2521 Fix % 0,56 14,00 -0,01 -1,00 714,00 2521 Liq Lần 2,50 5,30 1,60 0,11 230,00 2521 Age Năm 6,00 3,70 6,00 1,00 19,00 2521 Bảng trên cho thấy, hiệu quả kinh doanh 0,09. Trong đó, giá trị tỷ suất sinh lời trên vốn của doanh nghiệp đo lường bằng hệ số Tobin’s chủ sở hữu nhỏ nhất là giá trị được ghi là -4,09 Q, giá trị trung bình là 1,10, giá trị nhỏ nhất và giá trị tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu là 0,10; trong khi đó, 20,93 là giá trị lớn nhất cao nhất là 1,60. Đồng thời, tỉ lệ cổ phần trung của hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp đo bình mà nhà quản lý của các công ty được quan lường bằng hệ số Tobin’s Q. Đối với hiệu quả sát nắm giữ là 12%. Tỉ lệ này cao nhất là 90,63% kinh doanh được tính bằng tỷ suất sinh lời trên tổng cổ phần. vốn chủ sở hữu (ROE), giá trị trung bình là Bảng 3. Tác động của cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh Tobin’s Q ROE Tobin’s Q(-1) 0,224 (8,39) ROE(-1) -0,0805 (-9,92) MO 3,159 -2,395 (4,89) (-2,35) MO2 -7,511 12,01 (-3,19) (3,38) MO3 4,877 -10,45 (2,34) (-3,29) LogSize 0,0185 0,0335 (0,55) (0,45) Lev 0,0573 -0,513 (0,28) (-1,30) Fix 0,0220 -0,00761 (4,19) (-0,78) Liq 0,0228 0,0479 (4,19) (3,58) Age -0,00452 0,00409 (-0,66) (0,37) Const 0 -0,706 (.) (-0,34) 66
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 Tobin’s Q ROE Kết quả kiểm định AR(1) -1.36 -1,07 z-statistics (0.174) (0,287) AR(2) -0.31 0,98 z-statistics (0.759) (0,325) Kiểm định Hansen chi2(22) = 28,11 chi2(30) = 30,99 Prob > chi2 = 0,172 Prob > chi2 = 0,416 Ghi chú: Ký hiệu *, , tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Đối với các cách đo lường hiệu quả kinh hai điểm tới hạn lần lượt là 9% và 65%. Như doanh, p-value của AR(2) và p-value của vậy, nếu cấu trúc sở hữu nhà quản lý dao động Hansen (1982) đều lớn hơn mức 10%. Điều đó từ 0% đến 12% hoặc trên 65% thì cấu trúc sở có nghĩa, các cách đo lường hiệu quả kinh doanh hữu nhà quản lý có mối quan hệ nghịch biến của doanh nghiệp của nghiên cứu đều không có với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Trong hiện tượng tự tương quan bậc hai (bác bỏ giả khi đó, khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý trong thuyết H0) và biến công cụ là ngoại sinh (không khoảng từ 12% đến 65%, mối quan hệ này là thể bác bỏ giả thuyết H0), mô hình nghiên cứu đồng biến. có tính hiệu lực. Như vậy, các kết quả nghiên Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy cứu tác động cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến tăng trưởng tài sản cố định và tính thanh khoản hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp trong có tương quan dương với hiệu quả kinh doanh. mẫu nghiên cứu đều có ý nghĩa thống kê. Theo Eklund (2008), các hoạt động gia tăng giá Kết quả nghiên cứu tác động của cấu trúc sở trị tài sản cố định góp phần mang lại lợi ích hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh đo trong dài hạn, tiềm năng cũng như các cơ hội lường bằng Tobin’s Q cho thấy mối quan hệ bậc đầu tư trong tương lai của doanh nghiệp. Thanh ba giữa cấu trúc sở hữu nhà quản lý và hiệu quả khoản giúp công ty giảm bớt sự không chắc kinh doanh của doanh nghiệp, với mức ý nghĩa chắn của dòng tiền và tạo nguồn quỹ nội bộ có 5%; trong đó, hệ số bậc một, bậc hai và bậc ba sẵn, giúp các công ty tránh phải tìm kiếm nguồn lần lượt là 3,159, (-7,511) và 4,877. Hai điểm tài trợ bên ngoài có chi phí cao (Martínez-Sola tới hạn lần lượt là 30% và 73%. Như vậy, nếu và cộng sự, 2013). cấu trúc sở hữu nhà quản lý dao động từ 0% đến 30% hoặc vượt ngưỡng 73%, thì cấu trúc sở 5. Kết luận và hàm ý chính sách hữu nhà quản lý có mối quan hệ đồng biến với 5.1. Kết luận Tobin’s Q. Khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý nằm Tồn tại tác động phi tuyến bậc ba của cấu trong khoảng từ 30% đến 73%, mối quan hệ này trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh là nghịch biến. doanh của doanh nghiệp và tồn tại vấn đề nội Đối với tác động của cấu trúc sở hữu nhà sinh trong mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu quản lý đến hiệu quả kinh doanh đo lường bằng nhà quản lý và hiệu quả kinh doanh. Đối với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, kết quả Tobin’s Q, khi cấu trúc sở hữu tăng từ 0% nghiên cứu thể hiện mối quan hệ phi tuyến bậc đến 30% hoặc vượt 73% thì mối quan hệ này ba giữa cấu trúc sở hữu nhà quản lý và hiệu quả là đồng biến. Khi cấu trúc sở hữu trong giới kinh doanh của doanh nghiệp, với mức ý nghĩa hạn 30% đến 73%, mối quan hệ này trở thành 5%; trong đó, hệ số bậc một, bậc hai và bậc ba nghịch biến. Kết quả nghiên cứu này ủng hộ các lần lượt là (-2,395); 12,01 và (-10,45). Theo đó, quan điểm của Morck và các cộng sự (1988), 67
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 De Miguel và cộng sự (2004), Ruan và cộng sự trong ngưỡng từ 12% đến 65% sẽ có tác động (2011), Hoang và cộng sự (2017). cùng chiều đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở Đối với tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, hữu. Kết quả nghiên cứu này có nét tương đồng khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý tăng từ 0% đến với các nghiên cứu của Vo và Phan (2013), Phan 12%, hoặc vượt ngưỡng 65%, mối quan hệ này Bùi Gia Thủy và cộng sự (2017). là nghịch biến. Khi cấu trúc sở hữu nhà quản lý Hình 1. Tác động của cấu trúc sở hữu nhà quản lý đến hiệu quả kinh doanh 5.2. Hàm ý chính sách diện – một trong những vấn đề trọng tâm trong Hình 1 tóm tắt tác động bậc ba giữa cấu trúc quản trị doanh nghiệp. sở hữu nhà quản lý và hiệu quả kinh doanh Thứ nhất, các nhà quản lý nên nắm giữ tỉ lệ được đo lường bằng các chỉ tiêu Tobin’s Q và tỷ sở hữu từ 12% đến 30% vốn cổ phần của doanh suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Chú ý về các nghiệp vì đây là mức tỉ lệ cổ phần đủ để khả điểm uốn các đồ thị cũng như các phân tích vừa năng xung đột lợi ích ở mức thấp. Ở mức này, trình bày trên đây, tỉ lệ cấu trúc sở hữu nhà quản cấu trúc sở hữu nhà quản lý có mối quan hệ lý nên được duy trì trong khoảng giới hạn từ đồng biến với hoạt động của doanh nghiệp, nên 12% đến 30%. Đây được xem là mức sở hữu của sự liên kết lợi ích thông qua quyền sở hữu có nhà quản lý có mối quan hệ đồng biến với hiệu thể được áp dụng, ít nhất là trong ngắn hạn. quả kinh doanh của doanh nghiệp, dù được đo Thứ hai, trước khi thực hiện tài trợ vào bất lường bằng cách tiếp cận thị trường hay cách kì công ty nào được niêm yết, nhà đầu tư cần tiếp cận sổ sách cũng đều cho ra những kết quả nghiên cứu tỉ lệ sở hữu của nhà quản lý liệu có có chiều hướng đi lên, sẽ giúp các nhà đầu tư đang trong khoảng giới hạn được đề xuất hay bên ngoài có cái nhìn tích cực đối với doanh không. Trường hợp, tỉ lệ sở hữu của nhà quản lý nghiệp, thu hút đầu tư. không nằm trong khoảng từ 12% đến 30%, các Những phát hiện của nghiên cứu này đóng nhà đầu tư cần cân nhắc về sự tăng giảm của chỉ góp phần nào trong việc giải quyết vấn đề đại số Tobin’s Q, và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở 68
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 hữu để xem rằng liệu có nên tham gia vào thị về việc nhà quản lý thâu tóm số lượng lớn cổ trường hay tìm kiếm cơ hội đầu tư khác. Trong phần có thể trở thành cổ đông lớn, nhà đầu tư trường hợp, nhà đầu tư đang là cổ đông tại công cần xem xét về việc rút vốn và tìm kiếm cơ hội ty có tỉ lệ sở hữu của nhà quản lý thuộc giới hạn tại các công ty khác an toàn hơn. đề xuất, khi có thông tin nội bộ doanh nghiệp Tài liệu tham khảo Acharya, V. V., & Bisin, A. (2009). Managerial hedging, equity ownership, and firm value. The Rand Journal of Economics, 40(1), 47-77. Alabdullah, T. T. Y. (2018). The relationship between ownership structure and firm financialperformance: Evidence from Jordan. Benchmarking, 25(1), 319-333. Alabdullah, T. T. Y., Yahya, S., & Ramayah, T. (2014). Corporate Governance Mechanisms and Jordanian Companies’ Financial Performance. Asian Social Science, 10(22), 247-262. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The review of economic studies, 58(2), 277-297. Arellano, M., & Bover, O. (1995). Another look at the instrumental variable estimation of error-components models. Journal of econometrics, 68(1), 29-51. Arora, A., & Sharma, C. (2016). Corporate governance and firm performance in developingcountries: evidence from India. Corporate Governance (Bingley), 16(2), 420-436. Balsmeier, B., & Czarnitzki, D. (2017). Ownership concentration, institutional development and firm performance in Central and Eastern Europe. Managerial and Decision Economics, 38(2), 178-192. Berle, A. A., & Means, G. C. (1932). The modern corporation and private property. New Brunswick. NJ: Transaction. Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of econometrics, 87(1), 115-143. Dakhlallh, M. M., Rashid, N. M. M., Abdullah, W. A. W., & Dakhlallh, A. M. (2019). The Moderating Effect of the CEO Duality towards the Influence of the Ownership Structure on the Firm Performance among Jordanian Public Shareholders Companies. International Journal of Academic Research in Progressive Education and Development, 8(3), 32-49. Demsetz, H., & Villalonga, B. (2001). Ownership structure and corporate performance. Journal of corporate finance, 7(3), 209-233. De Miguel, A., Pindado, J., & De La Torre, C. (2004). Ownership structure and firm value: New evidence from Spain. Strategic Management Journal, 25(12), 1199-1207. Dwivedi, N., & Jain, A. K. (2005). Corporate governance and performance of Indian firms: The effect of board size and ownership. Employee Responsibilities and Rights Journal, 17(3), 161-172. Fama, E. F. (1980). Agency problems and the theory of the firm. Journal of political economy, 88(2), 288-307. Fauzi, F., & Locke, S. (2012). Board Structure, Ownership Structure and Firm Performance: A Study of New Zealand Listed-Firms. Asian Academy of Management Journal of Accounting and Finance (AAMJAF), 8(2), 43-67. Hansen, L. P. (1982). Large Sample Properties of Generalized Method of Moments Estimators. Econometrica, 50(4), 1029-1054. Heugens, P.P.M.A.R., Van Essen, M. and Van Oosterhout, J. (2009). “Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in Asia: towards a more fine-grained understanding”. Asia Pacific Journal of Management, 26(3), 481-512. Hoang, L. T., Nguyen, C. C., & Hu, B. (2017). Ownership structure and firm performance improvement: Does it matter in the vietnamese stock market?. Economic Papers: A journal of applied economics and policy, 36(4), 416-428. 69
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 65 – Tháng 10 Năm 2021 Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of financial economics, 3(4), 305-360. Himmelberg, C. P., Hubbard, R. G., & Palia, D. (1999). Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance. Journal of financial economics, 53(3), 353-384. Holtz-Eakin, D., Newey, W., & Rosen, H. S. (1988). Estimating vector autoregressions with panel data. Econometrica: Journal of the econometric society, 56(6), 1371-1395. Khamis, R., Elali, W., & Hamdan, A. (2015). Ownership structure and corporate financial performance in Bahrain bourse. Corporate Ownership and Control, 13(1), 419-434. Kumar, N., & Singh, J. P. (2013). Effect of board size and promoter ownership on firm value: some empirical findings from India. Corporate Governance: International Journal of Business in Society, 13(1), 88-98. Li, D., Moshirian, F., Nguyen, P., & Tan, L. W. (2007). Managerial ownership and firm performance: Evidence from China’s privatizations. Research in International Business and Finance, 21(3), 396-413. Martínez-Sola, C., García-Teruel, P. J., & Martínez-Solano, P. (2013). Corporate cash holding and firm value. Applied Economics, 45(2), 161-170. Mohammed, A. M. (2018). The impact of ownership structure on firm performance: evidence from Jordan. Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 22(5), 1-9. McConnell, J. J., & Servaes, H. (1990). Additional evidence on equity ownership and corporate value. Journal of Financial economics, 27(2), 595-612. Morck, R., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1988). Management ownership and market valuation: An empirical analysis. Journal of financial economics, 20, 293-315. Ngô Mỹ Trân và Lê Thị Trang (2018). Mức độ tập trung vốn và hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 54(7), 138-145. Nguyen, T., Locke, S., & Reddy, K. (2015). Ownership concentration and corporate performance from a dynamic perspective: Does national governance quality matter?. International Review of Financial Analysis, 41, 148-161. Palia, D., & Lichtenberg, F. (1999). Managerial ownership and firm performance: A re-examination using productivity measurement. Journal of Corporate Finance, 5(4), 323-339. Ruan, W., Tian, G., & Ma, S. (2011). Managerial ownership, capital structure and firm value: Evidence from China’s civilian-run firms. Australasian Accounting, Business and Finance Journal, 5(3), 73-92. Selarka, E. (2005). Ownership concentration and firm value: a study from the Indian corporate sector. Emerging Markets Finance and Trade, 41(6), 83-108. Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1989). Management entrenchment: The case of manager-specific investments. Journal of financial economics, 25(1), 123-139. Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011). Ảnh hưởng của tỉ lệ sở hữu quản trị đến hiệu quả kinh doanh của các công ty niêm yết trên sàn Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí phát triển KH&CN, 14(02), 116-124. Phan Bùi Gia Thủy, Trần Đức Tài và Trần Thị Tú Anh. (2017). Ảnh hưởng của đặc điểm tổng giám đốc điều hành đến hiệu quả kinh doanh doanh nghiệp. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(2), 205-217. Vo, D., & Phan, T. (2013). Corporate governance and firm performance: Empirical evidence from Vietnam. Journal of Economic Development, 7(1), 62-78. Zraiq, M. A. A., & Fadzil, F. H. B. (2018). The impact of ownership structure on firm performance: Evidence from Jordan. International Journal of Accounting, Finance and Risk Management, 3(1), 1-4. 70