BẰNG CHỨNG THỰC TIỄN VỀ MỐI QUAN HỆ
GIỮA VIỆC THEO ĐUỔI SỰ CẢI TIẾN TIỀN M&A
VÀ KẾT QUẢ HoẠT ĐỘNG HẬU M&A TRONG NỀN
CÔNG NGHIỆP M&A VIỆT NAM, GIAI ĐOẠN 2005-
2012
Nhóm
Danh sách nhóm

Hoàng Diệu Thùy K094040609

Nguyễn Thị Đông Thy K094040614

Trần Minh Trang K094040617

Dương Thị Tú Trinh K094040625
t ậ p t r u n g c h ủ y ế u v à o v i ệ c s á p n h ậ p v à t h â u t ó m c ủ a n ề n k i n h t ế t h ị
t r ư ờ n g x u ấ t h i ệ n t ạ i V i ệ t N a m h i ệ n n a y t ừ n ă m 2 0 0 5 - 2 0 1 2
Cái nhìn tổng quát về ngành công nghiệp M&A tại Việt Nam
Sáp nhập và thâu tóm đang ngày càng gia
tăng ở các nền kinh tế Châu Á, giữa xu
hướng phân vùng kinh tế
Vương và các cộng sự của anh cũng chỉ
tra rằng thực tế thị trường M&A ở Việt Nam
khá phức tạp
Trong thực tế, với động lực muốn rút khỏi
nền công nghiệp, các doanh nghiệp thể
hiện sự tuột dốc về trách nhiệm đối với
tương lai của doanh nghiệp bị thu mua và
cả đổi với các quá trình cải tiến trong
tương lai có thể diễn ra


2005-2010 (Vương và cộng sự, 2010).
Từ khi những kì vọng từ lợi nhuận ngắn hạn đã trở nên phi thực tế từ thời
kỳ quá độ nền kinh tế ở Việt Nam, các công ty thu mua tìm kiếm giá trị dài
hạn và lợi ích từ việc thâu tóm các công ty Việt Nam càng trở nên hợp lý.
Việc này được Kim (2009) và những người khác (Focarelli, Panetta, và
Salleo, 2002; Oberg và Holtstrom, 2006) tranh luận và sắp xếp lại, họ cho
rằng càng tạo nhiều môi trường công nghiệp thuận lợi và thực hiện nhiều
chiến lược thâu tóm sẽ càng làm tăng quyền lực của những công ty nắm
quyền về kiểm soát tài sản và thâm nhập thị trường, và hơn nữa, giúp cho
nguồn cung nguyên liệu sản xuất ổn định và an toàn.
Thêm vào đó, theo báo cáo của Vương và các cộng sự (2010), một lượng lớn
các thương vụ M&A ở Việt Nam trong giai đoạn 2005-2010 cũng như xu hướng
gia tăng M&A trong giai đoạn 2011-2012 cho rằng các ngân hàng có động cơ
thu mua tài sản vốn và giá trị thương hiệu của thị trường nội địa, trong khi đó
các bằng chứng thực tiễn lại chỉ ra lợi nhuận tức thời không phải là điều các
doanh nghiệp đi thu mua mong muốn ( ví dụ: Block, 1968; Shick, 1972;
Focarelli và các cộng sự, 2002; Pop, 2006).
Bertrand và Zuniga (2005) đã tìm ra những ảnh hưởng khác biệt rất lớn giữa
những thương vụ M&A xuyên-biên-giới trong nội bộ các nền kinh tế của OECD
giai đoạn những năm 90 so với các thương vụ quốc gia
Tuy nhiên, câu hỏi về hiệu quả thực sự của nền kinh tế M&A Châu Á, không tính đến sự thành công của các thương vụ nói
riêng, vẫn chưa có lời giải đáp
Bên cạnh đó, không tính đến xu hướng đang gia tăng của các vụ M&A ở Châu Á nói chung và ở Việt Nam nói riêng, không có
sự sáng tỏ nào trong mối liên hệ giữa kết quả hoạt động thực tế hậu M&A và sự theo đuổi ban đầu của các doanh nghiệp đi
thu mua khi xem xét việc cải thiện hoạt động cải tiến so sánh với xu hướng M&A thu mua các tài sản doanh nghiệp ở Việt
Nam (Calderon và cộng sự, 2004).
Việc gia tăng M&A của các ngân hàng rất đáng chú ý bởi vì trước hết việc tái cấu trúc một nền kinh tế luôn gắn liền với nguồn
vốn từ các ngân hàng. Thứ hai, các ngân hàng với một đống tiền mặt có thể tránh được sự kiềm chế của việc quản lý nghiêm
khắc và nắm giữ một lượng lớn các tài sản của doanh nghiệp, như các tài sản thế chấp hoặc là các tài sản ký quỹ (Ramlee và
Said, 2009; Walter, Yawson và Young, 2008).

Perf = 1 khi kết quả dương được ghi nhận là “Yes”, và Perf = 0 được ghi nhận là “No”
Bên cạnh số lượng thông tin được thu thập bởi đội nghiên cứu, sự chuẩn bị dữ liệu này cũng xem xét đến chất lượng thông tin ẩn trong
một lượng lớn các báo cáo được công bố và những thông tin chính thức được đưa ra bởi các thông tin trên sàn giao dịch chứng khoán
thành phố HCM (HOSE) và sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX), và các nguồn da phương tiện cho các công ty chưa được niêm yết,
chẳng hạn Đầu Tư Chứng Khoán, Vietnam Economic Times, Saigon Economic Times.
Hàm phân phối hồi quy có dạng như sau:
đại diện cho “khả năng thành công”
là số chặn của công thức được ước lượng
Là tương quan với biến i
th
, X
i
Với mỗi biến được dự đoán, X
i
, giả thuyết vô hiệu chuẩn là:

= 0, i = 1,…,K.
Để xác định mối tương quan giữa các biến, lý thuyết vô hiệu trở thành

= 0, i j
Phép thử thống kê để kiểm tra giả thiết là tỷ lệ đo lường có khả năng xảy ra, là phân phối X
2
:
L0 là giá trị bằng số của khả năng xảy ra được tính toán từ các dữ liệu quan sát nằm dưới giả thuyết vô hiệu ước
lượng
L1 nằm dưới dữ liệu theo kinh nghiệm – được đánh giá ước lượng
Phép thử số học G
2
theo phân phối X
2

theo thứ tự là “theo đuổi tập trung vào tài sản hữu hình và tài sản vốn” và “không theo đuổi tập trung tài sản hữu hình và tài
sản vốn”.
Ở cả bảng 1 và bảng 2, biến “Performance” hoặc là có giá trị “Yes” (1), hoặc “No” (0), theo những giá trị biến dự đoán được
cho trong các ô tương ứng của những bảng ngẫu nhiên này
Kết quả thực nghiệm
Giả thuyết
Công thức ước lượng thứ nhất được chỉ ra trong công thức Eq(1) sau đây:
Eq.(1)
Sự kiện được quan sát trong ước lượng này là “kết quả hoạt động tốt hậu M&A” (ví dụ, khi Perf là giá trị “Có”), và đếm
được 137 đơn vị, trong tổng số 212 đơn vị. SAS báo tiêu chuẩn độ hôi tụ của đánh giá này là thỏa đáng
H
0
bị bác bỏ chắc chắn ở độ tin cậy 5%. Do đó, mối quan hệ này có ý nghĩa giải thích đáng kể
Test Chi-Square Degree of freedom (df) Pr> ChiSq
Likelihood ratio 9.88** 3 0.0196
Score 9.91** 3 0.0193
Wald 9.25** 3 0.0261
Chú ý: (**) với độ tin cậy là 5%, giá trị tới hạn của phép thử bằng số cho phân phối X2 (với mức độ dao động, df =
3) là 7.82. Giá trị này có thể tính được bằng Excel với hàm chiinv (0.05,3).
Phân tích của Ước lượng khả năng xảy ra cao nhất (MLEs) (với mức độ dao động là 1 (df = 1) được cho trong bảng sau
Parameter Estimate Chi-Square Pr > ChiSq
Intercept (
0
) -1.0484 2.47 0.11
Inno (
1
) 0.3941 1.51 0.22
Res (
2
) 1.3262** 4.12 0.04

lượng, loại biến là “Inno 1”. Thống kê Wald cho phép thử standard null hypothesis cho cả phần mặt phẳng chắn lẫn beta
1 đạt được giá trị là 3.29 (với df = 1), bác bỏ H
0
ở độ tin cậy là 10% (giá trị p-value cho phép thử thống kê Wald đạt được
từ dữ liệu nghiên cứu là 0.0697).
Những ước lượng và độ tin cậy được báo cáo của chúng:
Parameter Estimate Chi-Square Pr > ChiSq
Intercept (
0
) 0.3694*** 3.79 0.0515
Inno (
1
) 0.5325*** 3.29 0.0697
Chú ý: (*,***) thống kê có ý nghĩa ở mức 1 và 10% tương ứng. Giá trị tới hạn cho thống kê Chi – square (df = 1) ở
mức 1% và mức 10% tương ứng là 6.64 và 2.71.
Bằng cách xem xét Eq. (3) từ một khía cạnh trái ngược, một cách tính toán khác của Eq. (3) trước đó làm thay đổi rõ
ràng giá trị của Perf thành “Yes” trong khi làm cho giá trị của biến Inno1 trờ thành “No” và tạo ra một kết quả thích
hợp.