Kinh Ịê 'a ĩĩự báo
Sự ổn định sở hull tổ chức
• •
và hiệu quả hoạt động kinh doanh trong doanh nghiệp:
Bằng chứng tại Việt Nam
NGUYỄN THỊ HOA HồNG*
*TS., Khoa Quản trịKinh doanh, Trường Đại học Ngoại thương
Ngày nhận bài: 20/6/2022; Ngày phản biện: 27/7/2022; Ngày duyệt đăng: 06/8/2022
Tóm tắt
Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng của sự ổnđịnh sở hữu tổ chức đến hiệu quả hoạt độngkinh doanh trong các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam giai đoạn 2010-2020. Bằng cách áp dụng các mô hình hồi quyđa biến, kếtquảnghiên cứu cho thấy doanh nghiệpcó sự ổnđịnh về sở hữu tổ chức càng cao thì hiệu quả kinh doanh thể hiện qua các chỉ số tỷ suất sinh lời trên tổng tàisản (ROA), tỷsuất sinh lời trên vốn chủsở hữu (ROE) và Tobin’s Q càng được cải thiện. Bên cạnh đó, nghiên cứucũng chứng minh được cácnhân tố khác baogồm: Tỷ lệ sở hữu của cổđông lớn là tổchức; Quymô doanh nghiệp; Đòn bẩy tài chính đều có những tác động nhấtđịnh đến hiệuquả kinh doanh trong các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam.
Từ khóa: hiệu quả hoạt động kinh doanh, sở hữu tổ chức, sự ổn địnhsởhữu tổ chức, Việt Nam
Summary
The paper examines the impact of institutional ownership stability on performance of Vietnamese listed firms during 2010-2020. By applying multivariable regression models, the empirical resultsshow that the higher the institutional ownership stability, the better the performance measured by returnon total assets (ROA), return on equity (ROE) and Tobin’s
Q index. In addition, thepaper discovers otherinfluential factors such as Major institutional ownership rate, Firm size, and Financialleverage.
Keywords: performance, institutional ownership, institutional ownership stability, Vietnam
GIỚI THIỆU
Tại Việt Nam, ảnh hưởng của cấu trúc sởhữu đến hiệu quả hoạt động kinh doanh đã được khá nhiều nhànghiêncứu thựchiện(Tran và cộng sự, 2014; Phung và Mishra, 2015;Nguyen Thi Hoa Hong và Nguyen Thi Phuong Ly, 2020). Các nghiêncứu đãchỉ ra, sở hữu nước ngoài, sở hữu nhà nước vàsở hữu tổ chức có ảnh hưởng tích cực lên kết quả hoạtđộng của doanhnghiệpqua cácchỉ số, như: tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinhlờitrên vốnchủ sở hữu(ROE)và hệ số Tobin’s Q. Tuy nhiên, ảnhhưởng của sự ổn định sở hữu tổ chức đến hiệu quả hoạtđộng kinh doanh của doanh nghiệp vẫn chưa được quan tâm; trong khi đó, cổ đông tổ chức là một đối tượng được các doanh nghiệp rất chú trọng. Vì vậy,
việc nghiên cứu mốìquan hệ giữa 2 yếutố này sẽ tạo thêm tiền đề cho những giải pháp giúp doanh nghiệp thực hiện để cải thiện kết quả kinh doanh của mình, đặc biệt trongbối cảnh bìnhthường mớisau những ảnh hưởng nặng nề củađại dịch Covid-19.
Cơ SỚ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Xây dựnggiả thuyết nghiên cứu
Các nghiêncứu lý thuyếtnhưcủa Maug (1998) và Noe (2002) chỉ ra rằng, một phần của động cơ giám sát từ cácnhàđầu tư tổ chức đếntừ khả năng họ mua cổ phiếu của các công ty mà họ định kiểm soát, với mứcgiá không phảnánh những cải tiếncủa nó.
Trong khiđó, cácnghiên cứu thực nghiệm chothấy rằng, mức độ sở hữu cổ phần của nhà đầutư tổ chức trong ngân hàng thấp hơn cũng có thể giảm xuống dưới ngưỡngcầnthiết cho tính hiệuquả của mốì quan hệ giữa tính ổn định và hiệu quả hoạt động của cổ
Economy and Forecast Review
105
BẢNG 1: TỔNG Hộp CÁC DAG kỳvọngcủacácbiênđộc lập
Biến Giải thích Dâu kỳ vọng
Biến phụ thuộc ROA Lợi nhuận ròng/Tổng tài sản ROE Lợi nhuận ròng/vốn chủ sở hữu
TQ Giá trị vốn hóa thị trường/Giá trị sổ sách vốn chủ sở hữu Biến độc lập
Stdl
Sự ổn định sở hữu tổ chức đo lường bằng độ lệch chuẩn của tỷ lệ sở hữu tổ chức (Stdl) của các cổ đông lớn trong 5 năm (4 năm trước + năm quan sát). Độ lệch chuẩn càng cao thì sự ổn định sở hữu tổ chức càng thấp.
Stdl, = ỸtStdịp,ị,')/ J,
Trong đó:
p/t là tỷ lệ sở hữu của tổ chức j đổi với công ty i tại năm t;
7, là số lượng cổ đông tổ chức tại năm i
-
INS Tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn là tổ chức +
SIZE Logarit cơ số 10 của tổng tài sản +
AGE Logarit cơ số 10 của số năm thành lập +
LEV Tổng nỢ/Tổng tài sản -
MKS Thị phần của doanh nghiệp so với ngành cấp 1 theo ICB +
CEO Năm quan sát - Năm CEO nhậm chức -
Trong đó: +: tương quan thuận chiều; tương quan nghịch chiều
Nguồn: Tác già tự tổng hợp
phần đó, do đó, làm suy yếu mối liên hệ giữa hiệu quả và quyền sỡ hữu đối với các doanh nghiệp BHC (Elyasiani và Jia, 2008). Nếu các nhà đầu tư tổ chức đóng vaitrò là người giao dịch thông tin, thay vì giám sát, họ sẽ không có động lực mạnh để giám sát. Trong trường hợp này, sự ổnđịnh về quyền sở hữu trong một doanh nghiệp sẽ chỉ là một tín hiệu cho thây doanh nghiệp đang hoạt động hiệu quả, qua đó thúc đẩy cấc nhà đầu tư tổ chức tiếp tụcnắm giữ cổ phiếu.
Với những ảnh hưởngtích cực từ sở hữu tổ chức đến hiệu quả hoạt động kinh doanh đã được chứng minh trong các nghiên cứutrướctại Việt Nam, như: Tran và cộng sự (2014); Phung và Mishra (2015); Nguyen Thi HoaHong và Nguyen Thi Phuong Ly (2020), nghiên cứutiếp tục kỳ vọng sựổn định của sở hữutổ chức sẽ tiếp tục manglạisự cải thiện trongkếtquả hoạt động của doanh nghiệp. Vì vậy, giả thuyết nghiên cứu được xâydựng như sau:Doanh nghiệp có sự ổn định sởhữu tổ chức càng cao, thì hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp càng tốt.
Môtả mẫunghiên cứu
Mẫu nghiêncứu ban đầubao gồm tất cả các doanh nghiệp niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) và Sàn giao dịch chứng khoánHồ Chí Minh (HOSE) tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2020. Vì sô' liệu công bô' về sở hữutổ chức tại các doanhnghiệp niêm yết tại Việt Nam chỉ bao gồm các cổ đông tổ chức lớn (có tỷ lệ sở hữu > 5%), vì vậy, sự ổn định sở hữutổ chức trong bài nghiên cứu chỉ áp dụng với các tổ chức là cổ đông lớn. Bên cạnh đó, để phù hợp với mục tiêu và phương pháp nghiên cứu, mộtsô' tiêu chí loại trừđã đượcáp dụng: (1)Các doanh nghiệp thuộc các ngành tài chính, ngân hàng, bảo hiểm, chứng
khoán vìđặc điểm ngành có sự khác biệt so với các doanh nghiệpcònlại;(2) Các doanh nghiệp không có đầy đủ sô' liệu cần thu thập trong mô hình nghiên cứu, đặc biệt là các doanh nghiệp không có sởhữu tổ chức; (3) Loại bỏ 1% các giá trị ngoại lai (các giá trị khác biệt so với tổng thể nghiên cứu, hoặc quá to hoặc quá nhỏ) để giảm tác động của những quan sát này trong mô hình. Sau khi áp dụng các tiêu chí trên, mẫu cuối cùng bao gồm 5.380 quan sát trong phạm vi nghiên cứu là 11 năm.
Môhình và phươngphápnghiên cứu Dựa theocác nghiên cứu của Cornett và cộng sự (2007) và Elyasiani và Jia (2008), cũng như tình hình thu thập sô' liệu thực tế tại Việt Nam, mô hình được xây dựng với các biến độc lập và phụ thuộc như sau:
(7) ROA= a0 + aI StdIỊt + aJNSit+ a .SIZE.' + a .AGE.'+ a-LEV.' + a.MKS' +
3CEO^ f * 5 * 6 1 (2) ROE.'= a0 + afitdl.' + o.JNSir + a.SIZE + a AGE;' + aEEV.' + U~MKS_ +
3 CEO f 1 3 z 6 r
(3) TQ.t= a0 + StdL + aJNS.' + a3SIZE.t + afiGE.' + a,LEv'.t + a'MKS; + a77 CEO.'it + f.,2it
Trong đó:
i, t: doanh nghiệp i ởnămt r: sai SỐdo biến ngẫu nhiên
Dấu kỳ vọng và giải thích cách tính các biến trong mô hình được tổng hợp trongBảng 1.
KẾT QUẢ NGHIÊNcứu
Bảng 2 cho thấy,giátrị ROA, ROE và Tobins’s Q cósự chênhlệch khá lớn do mẫu của nghiên cứu baogồm các doanh nghiệp hoạt động trên nhiều lĩnh vực ngành nghề khác nhau, chịuảnh hưởng bởi nhiều yếu tô'khác nhau, có mức lợi nhuậnkhácnhaudẫn đếnsự chênh lệch về các chỉ sô' tài chính này. Độ lệch chuẩn của tỷ lệ sở hữu tổ chức của các cổ đông lớn (Stdl) được đo lường bằng tỷ lệ trung bình độ lệch chuẩn của từng cổ đông tổ chức trong vòng 5 năm, có khoảng dao động khá lớn,nhưng giá trị trung bình chỉ có 1,429. Như vậy, mức độ lệch chuẩn tỷ lệ sở hữu của cáccông ty niêm yếttrênthị trường chứng khoán khá thấp, chứng tỏ sở hữu tổ chức của các doanh nghiệp ViệtNam biến động không nhiều, tương đối ổn định. Tổng tỷ lệ cổphần củacổ đônglớn làtổ chức
106
Kinh tế vàDự báoki1111Ịê và Dự báo
(INS) cũng phảnánh sựchênh lệch khá lớn giữa các doanh nghiệp giá trị tôi thiểu khoảng 0,05 và giá trị lớn nhát là 1. Quy mô doanh nghiệp thể hiện qua biến SIZE, có trung bình là 12,022 trongkhi giá trịcủa biến nàynằm trong khoảngtừ 10,154đến 14,606. Điều này thể hiện rằng, trong 5.380 mẫu nghiên cứu, phần lớn các mẫu là các doanh nghiệp có quy mô vừa. Các biến AGE (Số năm hoạt động của doanh nghiệp), LEV (Đòn bẩy tài chính), MKS (Thị phần của doanh nghiệp so với ngành cấp 1), CEO (Sô' năm CEO giữ chức vụ), cũng có giá trịchênh lệch lớn với độ lệch chuẩn cao. Điều này có thể lý giảido sựkhác nhau về quy mô, ngành nghề, lĩnh vực và tình hình kinh doanh của mỗi doanh nghiệp.
Ma trận tương quan Pearsongiữa các biến độc lập trongmô hình (1), (2)và (3) đượctrình bày ởBảng 3.
Kết quả từ Bảng 3 cho thây, trong các cặp biến độc lập trong mô hình (1), (2), (3) có hệ sô'tương quan đều < 0,8.
Vì vậy, mô hình tiềm ẩn ít khả năng đa cộng tuyếngiữa cácbiếnđộc lập.
Nghiên cứu tiếp tục sử dụng chỉ sô' phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra một lần nữa các biến độc lập trong mô hình có bị đa cộngtuyếnhaykhông. Kết quả ở Bảng 4 cho thây, tất cả các biến độc lập trong mô hìnhđều < 2, nên hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra với các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu (1), (2) và(3).
Kết quả phân tích ảnh hưởng của sựổn định sởhữu tổchức đến hiệu quả hoạt động kinh doanh trong các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010-2020 được trìnhbày ở Bảng 5. Giá trịp-value trong cả 2 kiểmđịnh này đều < 5%,nên mô hình FEM là mô hình phù hợp nhất.
Tuy nhiên, môhình có xảyra hiện tượng phương sai sai sô' thay đổi, nên nghiên cứu tiếp tục sửdụng ướclượng robust để khắcphụchiện tượngtrên.
Kết quả ở Bảng 5 về giá trị R2 cho thây, mô hình hồi quy giải thích được lần lượt 56,05%;46,10% và 33,20%biến độngcủacácbiến phụ thuộc ROA, ROE và Tobin’s Q. Tuy nhiên, kết quả mô hìnhhồi quy (1), (2) và (3) vẫnchưa tìm đượcbằng chứng có ý nghĩathôngkêcho thâ'y có sự tồn tại sựảnh hưởngcủa các biến: AGE (Tuổi doanh nghiệp), MKS (Thị phần doanh nghiệp so với ngành
BẢNG 2: TÓM TAT cácđặc diem CỎA cácbiếntrongmô hình Hồi QGY Biến Sô' quan sát Giá trị
trung bình
Độ lệch chuẩn
Giá trị nhỏ nhâ't
Giá trị lớn nhất
ROA 5.380 0,079 0,090 -1,587 0,784
ROE 5.380 0,136 0,324 -9,810 1,274
TO 5.380 1,159 0,613 0,145 9,044
Stdl 5.380 1,429 3,174 0 43,910
INS 5.3801 0,276 0,198 0,05 0,968
SIZE 5.380 12,022! 0,707 10,154 14,606
AGE 5.380 1,286 0,291 ơ 1,875
LEV 5.380 0,479 0,221 0,009 0,967
MKS 5.380 1,959 7,761 0,001 80,616
CEO 5.380 6,117 5,006 0 27
BẢNG 3: MA TRẬN HỆ số TƯƠNG QGAN GIỬA CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH
ROA ROE TO Stdl INS SIZE AGE LEV MKS CEO
ROA 1,000 ROE 0,504 1,000 TỌ 0,415 0,188 1,000 stdl -0,017 0,054 0,157 1,000
INS 0,150 0,037 0,134 0,071 1,000 SIZE -0,090 0,022 -0,037 -0,075 0,099 1,000 AGE 0,082 -0,279 0,103 0,064 0,351 0,056 1,000 LEV -0,156 0,054 0,061 0,102 0,045 -0,046 -0,071 1,000 MKS -0,016 0,028 0,011 -0,052 -0,183 -0,099 -0,082 0074 1,000 CEO 0,053 0,113 0,242 0,095 -0,0343 -0,053 -0,030 -0.035 -0,108 1,000
BẢNG 4: KẾT QGẢ KIEM trahiện đacộng TUYẾN trongmôhình
Biến VIF 1/VIF
stdl 1,02 0,977
INS 1,08 0,929
SIZE 1,20 0,835
AGE 1,04 0,960
LEV 1,02 0,976
MKS l'16l 0,865
CEO 1,06 0,043
Trung bình 1,08
Nguồn: Tác giả tự tính toán bằng phần mềm Stata 16
câp 1) và CEO (Sô nămđảm nhậnchức vụCEO) đến hiệu quả kinh doanhcủa doanh nghiệp.
Đô'i vớibiến độ lệchchuẩncủa sở hữu tổ chức, biến này phản ánh mức độ ổn định tỷ lệ sở hữu của các tổ chức trong doanh nghiệp. Stdl càng cao thể hiện mức độ ổn định càng thâ'p và ngược lại. Kết quả ở cả 3 mô hình (1), (2), (3)cho thây mốiquan hệ ngược chiều với cả 3 biếnphụ thuộc ROA, ROE và Tobin’sQở mức ý nghĩa rất cao. Điềunày đúng với kỳ vọng ban đầu tác giả đặt ra, rằng độ lệch chuẩn càng thâ'p tức là sở hữu tổ chức càng ổn định, thì kết quảkinh doanh củadoanh nghiệp càng tốt. cổđông lớn là tổchức càng ổn định thì việc giám sátdoanh nghiệp sẽ chuyênnghiệp và có trách nhiệmcao hơn. Họ cónhững ảnh hưởngđángkể đếncác quyếtđịnh củabangiámđốc, qua đó cácquyết định đầu tư sẽ được cân nhắc kỹ lưỡng nhằm lựa chọn những dự án manglại giá trị hiện tạiròng dương cho doanh nghiệp, cũng nhưcải thiện kết quả hoạt động kinh doanh Giả thuyết nghiên cứu đượcchấp nhận.
BiếnINS mô tả Tỷ lệ sởhữu của cổđôngtể chức lớn và biến SIZE mô tả Quy mô doanh nghiệp có tác động cùng chiều với các biến phụ thuộc ROA, ROE và Tobin’s Q, chỉ ra rằng doanh nghiệp quy mô càng
Economy andForecast Review
107
BẢNG 5: KẾT QUẢ Hồi QUY MÕ HÌNH (1), (2) VÀ (3) Mô hình (1) - ROA -
FEM (robust)
Mô hình (2) - ROE - FEM (robust)
Mô hình (3) - TQ - FEM (robust)
Stdl -0,154***
(-2,39)
-0,764***
(-1,54)
-0,191**
(-0,34)
INS 0,166**
(1,02)
0,107**
(1,36)
0,814**
(0,64)
SIZE 0,018*
(1,21)
0,359**
(2,29)
0,183*
(2,56)
AGE 0,879
(2,97)
0,555 (2,49)
0,680 (3,63)
LEV -0,994**
(-4,90)
-0,829*
(-2,44)
-0,574*
(-0,06)
MKS 0,298
(0,38)
0,921 (0,91)
1,003 (1.21)
CEO -0,158
(-0,05)
-0,986 (-0,65)
-0,139 (-0,92)
Hằng sô'
-0,043**
(-0,28) -3,277**
(-2,13)
-2,041**
(-1,27)
N 5380 5380 5380
R2 0,5605 0.4610 0,3320
Kiểm định
Hausman 0,0000 0,0002 0,0000
Kiểm định
Breusch-Pagan 0,000 0,0000 0,0003
*, ** V(J *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1 %
Nguồn: Tác giả tự tinh toán bằng phần mềm Stata 16
lớn, tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn là tổ chức càng cao, thì kết quảkinhdoanh càng hiệu quả.Điều này hoàn toàn dễhiểu, vì doanh nghiệp có quymô lớn thường sẽ thu hút được nhiều nhà đầutư tổ chức hơn, bởi họ tin rằng những doanh nghiệp này sẽ có hệ thông quảntrị công ty hoàn thiện, ít rủi ro. Nhữngquyết định đầu tư mang tính thận trọng,ít xảy ra hiện tượng bất cânxứng thông tin, nên kếtquả kinhdoanh sẽ đượcnâng cao.
Trong khi đó, biến LEV (Đòn bẩy tài chính) đã chứng minh được rằng sẽ làm giảm hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp trong các mẫu quan sát.
Các doanh nghiệpcó hệ số’ đòn bẩy tài chính cao sẽ
phát sinhchi phí nợ vay lớn, qua đólàm giảm lợi nhuận của doanh nghiệp vàảnh hưởng trực tiếp đến tỷ suấtsinh lời trên tổng tài sản, vốnchủ sở hữu. Riêng với các chỉ sô’ về thịtrường, thì những doanh nghiệp đòn bẩy cao cũng bị thị trường đánh giá rủi ro hơn, kéo theo nhữngtác động nhất định đến giá trị của nó trên thị trường.
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý
Kết quả nghiên cứu đã chứng minh được mốì quan hệ ngược chiều giữa độ lệch chuẩn tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn là tổ chức với kết quả kinh doanh của doanh nghiệp, qua đó khẳng định các doanh nghiệp có sự ổn định sở hữu tổ chức càng cao, thì kinh doanh lại càng hiệuquả.
Tuy nhiên, muốn tạo ra một môi trường minh bạch thôngtin, đảmbảo các tín hiệu về câu trúc sở hữu của doanh nghiệp là đáng tin cậy, thì các cơ quan quản lý nhà nước cũng cần hoàn thiện khung pháp luật, ban hành những quy định phù hợp về tỷ lệ sở hữu tổ chức nướcngoài vàtrongnước.
Mặc dù quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng nhất định tới hiệu quả kinh doanh, nhưng với những doanh nghiệp cóquy mô vừa và nhỏ cũng cần tíchcực trong việc cải thiện hình ảnh nhằm thu hút được thêmcác nhàđầu tưlà tổchức trong và ngoài nước. Để thực hiện được mục tiêu này, các doanh nghiệp cần có lộ trìnhcụ thể,trong đó cần nhanh chóng cảithiện các vấn đề về quản trị công ty, các công việc về trách nhiệm xã hội vàcả các hoạt động tài chính và phi tài chính trong doanh nghiệp của mình.u
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Elyasiani,E.,Jia,J. J.(2008). Institutional ownership stability and BHCperformance, Journal ofBanking& Finance, 32, 1767-1781
2. Maug, E. (1998).Large shareholders as monitors: Is there atrade-off between liquidityand control?, Journalof Finance,53, 65-98
3. Nguyen Thi Hoa Hong, Nguyen Thi Phuong Ly (2020). The impact of ownership structure onfirm performance: Evidence fromVietnam listed companies,Journal of Finance &Accounting Research, 04(12), 51-57
4. Noe, T.H. (2002). Investor activism and financial market structure, Review of Financial Studies, 15,289-318
5. Phung, N. D., Mishra, V.A. (2015). Ownership Structure And Firm Performance: Evidence FromVietnameseListed Firms,Australian Economic Papers, 1, 64-98
6. Tran,M. N.,Nonneman, w., Jorissen, A. (2014). Government Ownership andFừm Performance:
TheCaseof Vietnam, International JournalofEconomicsand Financial Issues, 4(3), 628-650
