luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi1 of 138.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG
-----------***-----------

TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ

PHÂN TÍCH NHÂN TỐ VI MÔ ẢNH HƢỞNG TỚI GIÁ TRỊ
DOANH NGHIỆP CỦA CÁC DOANH NGHIỆP NGÀNH SẢN XUẤT
CÔNG NGHIỆP NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành : Kinh tế quốc tế
Mã số: 62.31.01.06

LÊ PHƢƠNG LAN

Người hướng dẫn khoa học
PGS.TS. Nguyễn Đình Thọ

Hà Nội, 2017
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi1 of 138.


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi2 of 138.

Luận án đƣợc hoàn thành tại: Trƣờng ĐH Ngoại thƣơng
Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS. Nguyễn Đình Thọ
Phản biện 1: GS.TS. Nguyễn Văn Tiến

Phản biện 2: PGS.TS. Nguyễn Thị Mùi

trọng, đầu tàu trong công cuộc cải cải cách kinh tế, là nhân tố quan trọng thúc
đẩy tăng trưởng GDP ở Việt Nam, được kỳ vọng là sẽ ngày càng đóng góp
nhiều hơn vào tỉ trọng GDP so với ngành nông nghiệp và dịch vụ. Thúc đẩy tăng
trưởng trong ngành sản xuất công nghiệp là chìa khóa giúp kinh tế quốc gia phát
triển. Từng doanh nghiệp trong ngành có phát triển và tăng trưởng, mới giúp cho
toàn ngành hoàn thành được nhiệm vụ dẫn dắt nền kinh tế đi theo hướng công
nghiệp hóa, hiện đại hóa. Việc nâng cao giá trị doanh nghiệp sản xuất công
nghiệp không chỉ có ý nghĩa với riêng bản thân doanh nghiệp trong việc cải
thiện hình ảnh, tăng vốn chủ sở hữu, thuận lợi hơn trong huy động vốn, mà còn
có ý nghĩa to lớn với toàn ngành, giúp tăng cường sức cạnh tranh của toàn ngành
sản xuất công nghiệp, trong bối cảnh Việt Nam tích cực hội nhập sâu rộng, gia
nhập vào mạng lưới kinh tế toàn cầu, ký kết nhiều hiệp định song phương, đa
phương, quốc tế. Nâng cao giá trị của toàn ngành sản xuất công nghiệp chính là
một trong những việc làm quan trọng đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế của cả nước.
Từ những yêu cầu bức thiết của thực tế, tác giả lựa chọn đề tài nghiên cứu là
“Phân tích nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp của các doanh
nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam”, nhằm tập trung vào các nhân
tố vi mô của doanh nghiệp chứ không xét đến những nhân tố vĩ mô của nền kinh
tế, với mục tiêu phân tích để làm nổi bật tầm ảnh hưởng của chính những nhân tố
nội tại của doanh nghiệp có thể tác động đến giá trị của doanh nghiệp, vốn là điều
ít được đề cập lâu nay trong các nghiên cứu trước đây.
2. Mục tiêu nghiên cứu của Luận án
- Khái quát lý luận về giá trị doanh nghiệp và các nhân tố ảnh hưởng đến
giá trị doanh nghiệp.

luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi3 of 138.

1



ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị các doanh nghiệp ngành sản xuất
công nghiệp
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu các nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị
doanh nghiệp sản xuất niêm yết ở Việt Nam
Chương 4: Phân tích các nhân tố vi mô ảnh hưởng tới giá trị doanh nghiệp
sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam
Chương 5: Một số giải pháp để nâng cao giá trị của các doanh nghiệp sản
xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam
5. Nội dung nghiên cứu
5.1. Phƣơng pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng cả phương pháp định tính và định lượng.
Về phương pháp định tính, luận án sử dụng thống kê mô tả dựa trên số
liệu báo cáo tài chính của doanh nghiệp để so sánh, phân tích, đánh giá thực
trạng giá trị doanh nghiệp sản xuất công nghiệp Việt Nam. Căn cứ vào số liệu
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi4 of 138.

2


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi5 of 138.

quan sát, luận án tiến hành thống kê, mô tả số liệu để rút ra những nhận xét về
mối quan hệ giữa các nhân tố vi mô và giá trị doanh nghiệp.
Về phương pháp định lượng, nghiên cứu lựa chọn các biến có thể lượng
hóa được để đưa vào mô hình gồm các yếu tố độc lập và yếu tố phụ thuộc căn cứ
theo giả thuyết được trình bày ở chương III. Phần mềm sử dụng để thống kê
trong các phân tích định lượng là phần mềm Stata phiên bản 12. Các mô hình
kinh tế lượng được sử dụng để ước lượng ảnh hưởng của các nhân tố vi mô lên
giá trị doanh nghiệp ngành sản xuất công nghiệp Việt Nam gồm OLS, FEM và
REM. Tác giả tiến hành hồi quy theo cả 3 mô hình, từ tuyến tính, đến phi tuyến


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi5 of 138.

3


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi6 of 138.

Bảng 3.1: Tóm tắt các biến sử dụng trong mô hình
Đo lƣờng

Biến
Biểu thị
Biến phụ thuộc
Tobin’s Q
Giá trị doanh nghiệp

MB

Giá trị thị trường của vốn chủ sở hữu +
giá trị sổ sách của tài sản – giá trị sổ sách
của vốn chủ sở hữu)/ giá trị sổ sách của
tài sản
Giá trị thị trường của VCSH/ Giá trị sổ
sách của VCSH

Giá trị doanh nghiệp

Biến độc lập
Size

hữu
Bình phương tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi
nhà đầu tư nước ngoài
Số lượng thành viên HĐQT
Bình phương số lượng thành viên
HĐQT
Tỷ lệ số thành viên HĐQT không tham
gia ban điều hành
Bình phương tỷ lệ thành viên HĐQT
không điều hành

Cơ hội tăng trưởng
Cơ cấu vốn
Thanh khoản
Vốn tri thức
Sở hữu giám đốc
Tác động phi tuyến tính
của sở hữu giám đốc
Tác động phi tuyến tính
của sở hữu giám đốc
Sở hữu nhà nước
Tác động phi tuyến tính
của sở hữu nhà nước
Sở hữu nước ngoài

FO2

Tác động phi tuyến tính
của sở hữu nước ngoài
BoardSize

(FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM).
OLS
Ước lượng OLS gộp bỏ qua cấu trúc bảng của dữ liệu (Schmidheiny, 2014)
và coi dữ liệu bảng như một bộ dữ liệu bình thường không phân biệt theo năm.
Nói cách khác, trong mô hình hệ số không thay đổi, tất cả các hệ số chặn và hệ
số góc được giả định là như nhau giữa các thực thể (cá nhân, doanh nghiệp,
quốc gia...); theo cách này, trục không gian và thời gian của dữ liệu bảng bị bỏ
qua, dữ liệu bị gộp lại và được ước lượng OLS (Akbar và các cộng sự, 2011).
Nếu tác động cá nhân (tác động chéo hoặc tác động thời gian) không tồn
tại (ui = 0), ước lượng OLS tạo ra các tham số ước lượng hiệu quả và thống nhất.
Yit = α + β + εit (ui = 0)
Theo Greene (2008), các giải thiết chính của OLS là:
• Giả thiết 1: Biến phụ thuộc được xác định là hàm tuyến tính của các biến
độc lập và sai số ngẫu nhiên.
• Giả thiết 2: Kỳ vọng có điều kiện của sai số ngẫu nhiên bằng 0 và không
có hiện tượng tương quan giữa biến độc lập Xi và sai số ngẫu nhiên:
E (εi / Xi) = 0, Cov (Xi , εi) = 0  i
• Giả thiết 3: Các sai số ngẫu nhiên có phương sai bằng nhau (phương sai
thuần nhất) và không tương quan với nhau:
Var (εi / Xi) = 2 i ; Cov (εi , εj) = 0
ij
• Giả thiết 4: Biến độc lập Xi là phi ngẫu nhiên, các giá trị của chúng phải
được xác định trước.
• Giả thiết 5: Không có đa cộng tuyến hoàn hảo giữa các biến
Dù đơn giản, hồi quy gộp có thể làm biến dạng hình ảnh về mối quan hệ
giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Khi tác động cá nhân tồn tại trong dữ liệu
bảng, các giả thiết số 2 và số 3 của ước lượng OLS có thể bị vi phạm, vì vậy,
ước lượng OLS không còn là ước lượng không chệch tốt nhất (Park, 2011). Các
mô hình dữ liệu bảng cung cấp giải pháp cho các vấn đề này.
FEM

hình nghiên cứu tác động cố định không bao gồm các biến biểu thị đặc điểm
bất biến của cá thể trong khoảng thời gian nghiên cứu (ví dụ như giới tính,
chủng tục...).
Mỗi thực thể có các đặc điểm riêng mà có thể hoặc không ảnh hưởng đến
biến phụ thuộc. Theo Oscar (2007), khi sử dụng mô hình tác động cố định,
chúng ta giải định rằng đặc điểm nào đó bên trong mỗi thực thể có thể tác động
đến biến phụ thuộc và cần phải kiểm soát điều này. Đây là lý do đằng sau giả
định về tương quan giữa sai số của thực thể với các biến độc lập. Một giả thiết
quan trọng của mô hình tác động cố định là các đặc điểm bất biến theo thời gian
này là duy nhất với mỗi thực thế và không tương quan với đặc điểm của thực thế
khác. Mỗi thực thể khác nhau nên sai số và phần hệ số chặn riêng (ui) không
tương quan với thực thể khác. Nếu sai số tương quan thì mô hình tác động cố
định không phù hợp vì các suy diễn sẽ không chính xác và mô hình tác động
ngẫu nhiên nên được sử dụng. Đây cũng là cơ sở của kiểm định Hausman.
REM
Mô hình tác động ngẫu nhiên một chiều như sau:
Yit = α + β + (ui + εit )
Không giống với mô hình tác động cố định, đặc điểm riêng của các thực
thể (ui) được giả định là ngẫu nhiên, không tương quan với các biến độc lập và
là một phần của sai số ngẫu nhiên tổng thể (ui + εit ). Sử dụng mô hình tác động
ngẫu nhiên khi tin rằng sự khác nhau giữa các thực thể có ảnh hưởng đến biến
phụ thuộc. Sự khác nhau giữa các thực thể (hay khoảng thời gian nằm ở sai số
ngẫu nhiên, không phải ở hệ số chặn. Vì vậy, hệ số góc và hệ số chặn giống
nhau giữa các cá thể. Ưu điểm của mô hình tác động ngẫu nhiên là có thể đưa
vào mô hình biến độc lập bất biến theo thời gian. Trong mô hình tác động cố
định, biến này được thể hiện trong hệ số chặn.
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi8 of 138.

6


quan với các biến độc lập khác
Không đổi
Phân phối ngẫu nhiên giữa các
cá thể/ khoảng thời gian
Không đổi
GLS, FGLS
Kiểm định Breusch-Pagan LM

Nguồn: Park (2011)
Tác động cố định được kiểm định bẳng kiểm định F, trong khi tác động
ngẫu nhiên được kiểm định bằng kiểm định hệ số nhân Lagrange (Breusch and
Pagan, 1980). Trong kiểm định F, giả thuyết không là tất cả các tham số ước
lượng của các biến giả biểu thị các cá thể đều bằng 0. H0: u1 = u2 = ... = un-1 = 0.
Giả thuyết đối là ít nhất một ui khác không. Kiểm định so sánh ước lượng LSDV
với OLS và xem xét mức độ phù hợp của mô hình (SSE hay R2) thay đổi như
thế nào. Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động cố
định có ý nghĩa hoặc có sự tăng lên có ý nghĩa về mức độ phù hợp trong mô
hình tác động cố định, vì vậy mô hình tác động cố định tốt hơn OLS gộp.
Kiểm định Breusch-Pagan LM xem xét giả thuyết phương sai cá thể bằng
0, H0: = 0. Thống kê LM tuân theo quy luật phân phối χ2 với một bậc tự do.
Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, có thể kết luận rằng tồn tại tác động ngẫu nhiên
có ý nghĩa trong dữ liệu bảng, và mô hình tác động ngẫu nhiên tốt hơn OLS gộp.
Kiểm định Hausman so sánh hai mô hình FEM và REM dưới giả thuyết
không rằng các tác động cá thể không tương quan với bất cứ biến độc lập nào
trong mô hình (Hausman, 1978). Nếu giả thuyết không bị bác bỏ, ước lượng
LSDV là nhất quán còn ước lượng GLS không nhất quán và bị chệch (Greene,
2008), hay mô hình FEM tốt hơn REM. Tuy nhiên, nhược điểm của kiểm định
Hausman là không áp dụng với thống kê χ2 có giá trị âm. Trong trường hợp
này, lệnh xtoverid trong STATA, cho ra thống kê Sargan-Hansen, được sử
dụng thay thế.

Mô hình 2
Mô hình 3
Hệ số góc
t
Hệ số góc
t
Size
0,0787***
5,86 0,0739***
5,49
CFO
0,0802**
2,50
0,0747**
2,33
Capex
-0,0317
-1,50
-0,0337
-1,60
Leverage
-1,2630***
-14,86 -1,2413***
-14,60
Liquid
0,0135
0,84
0,0124
0,78
VAIC

-0,5901*
-1,75
2
FO
3,8840***
5,20 3,9424***
5,29
BoardSize
0,0082
0,63
-0,1410
-1,58
-0,1316
-1,47
2
BoardSize
0,0109
1,65
0,0105
1,60
NED
-0,0152 -0,20
-0,3685
-1,13
-0,3745
-1,15
2
NED
0,3160
1,06

4,35
0,0742**
2,27
-0,0358* -1,67
-1,1714*** -13,67
0,0169
1,04
-0,0057 -1,32
0,3655*
1,76

luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi10 of 138.

8


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi11 of 138.

Bảng 4.5: Tác động của các nhân tố đến Tobin’s Q:
Mô hình tác động ngẫu nhiên
Biến độc lập

Mô hình 1
Hệ số góc

Mô hình 2
z

Hệ số góc



-0,0023

-0,17

Capex

-0,0011

-0,12

-0,0010

-0,11

-0,0013

-0,15

-0,8034***

-11,97

-0,8162***

-12,12 -0,7969***

-11,82

Liquid


0,2367**

1,97 -1,3282***

-2,69

8,5045***

3,26

Leverage

OWNCEO
OWNCEO2

OWNCEO3
SO

-0,1134***

-2,75

-0,2896***

-3,07

-0,61

-0,0851


0,0208

0,44

-0,0018

-0,51

-0,0021

-0,60

0,3193*

1,84

0,3354*

1,94

-0,3715**

-2,32

-0,3938**

-2,47

FO2

-0,0122

-0,66

-0,0109

-0,59

-0,0104

-0,56

1,9722***

20,22

1,7973***

10,19

1,8020***

10,24

1802

1802

1802


Size
-0,0503*** -3,06 -0,0480***
-2,91 -0,0469***
-2,85
CFO
-0,0105 -0,79
-0,0107
-0,80
-0,0102
-0,77
Capex
0,0000
0,00
-0,0005
-0,06
-0,0008
-0,09
Leverage
-0,6106*** -8,70 -0,6075***
-8,64 -0,5917***
-8,41
Liquid
-0,0081 -1,03
-0,0079
-0,99
-0,0079
-1,00
VAIC
-0,0052* -1,77
-0,0052*

-0,4626*** -4,84
-0,4139**
-1,97
-0,3858*
-1,84
2
FO
-0,1469
-0,30
-0,1759
-0,36
BoardSize
-0,0117 -1,27
0,0298
0,65
0,0314
0,68
2
BoardSize
-0,0032
-0,94
-0,0034
-1,01
NED
-0,0612 -1,35
0,3542**
2,10 0,3708**
2,20
2
NED

Các biến Size, Leverage và VAIC tác động tiêu cực đến Tobin’s Q ở mức ý
nghĩa lần lượt là 1%, 1% và 10% trong cả 3 mô hình. Kết quả ước lượng của mô
hình 2 và 3 cho thấy không tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính có ý nghĩa giữa
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi12 of 138.

10


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi13 of 138.

SO và FO với Tobin’s Q. Thay vào đó, SO và FO đều có tác động tiêu cực đến
Tobin’s Q. Ngược lại, kết quả ước lượng xác nhận OWNCEO và NED có mối
quan hệ phi tuyến tính với Tobin’s Q nhưng với hình dạng khác nhau. Tobin’s Q
giải thích bởi OWNCEO theo một hàm bậc ba. Biểu đồ minh họa mối quan hệ
giữa NED và Tobin’s Q là đường parabol lồi (concave) vì hệ số góc của NED
dương và của NED2 âm. Nói cách khác, Khi NED tăng dần, Tobin’s Q sẽ tăng
dần cho đến khi đạt điểm cực đại sẽ đổi chiều giảm dần.
Để xác định điểm cực đại, tại đó chiều tác động của NED lên Tobin’s Q
thay đổi, hãy xem xét các phương trình sau với tham số ước lượng trong mô
hình 3 với ước lượng FEM được sử dụng (y là Tobin’s Q, x là NED):
y = 0,3708x – 0,4244x2
dy/dx = 0,3708 – 2.0,4244x = 0,3708 – 0,8488x
dy/dx = 0  0,3708 – 0,8488x = 0  x = 0,44
Như vậy, khi tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành NED tăng lên,
Tobin’s Q sẽ tăng và đạt giá trị cực đại tại điểm mà NED = 44%, sau đó khi
NED tiếp tục tăng, Tobin’s Q sẽ giảm dần.
Khi tỷ lệ sở hữu giám đốc tăng từ 0% đến khoảng 9%, giá trị doanh nghiệp
giảm; sự tăng lên của sở hữu giám đốc trong khoảng từ 9% đến 47% sẽ làm tăng
giá trị doanh nghiệp; và sau mức 47%, giá trị doanh nghiệp lại giảm.
Từ kết quả ước lượng bằng mô hình FEM, có thể thấy hệ số góc VAIC âm,

CEE
OWNCEO
OWNCEO2
OWNCEO3
SO
SO2
FO
FO2
BoardSize
BoardSize2
NED
NED2
CEOCHAI
R
_cons
N

OLS gộp
Hệ số góc
0,0809***
0,0558*
-0,0021
-1,3372***
0,0121
-0,0204***
0,4949***
0,6054***
-1,7199**
11,5829***
-11,9561**

REM
Hệ số góc
0,0000
-0,0003
-0,0031
-0,8113***
-0,0078
0,0005
-0,0607
-0,0418
-1,3292***
8,4697***
-9,9457***
-0,0658
-0,0813
-0,4544**
0,5473
0,0179
-0,0018
0,3237*
-0,3831**

z
0,00
-0,03
-0,33
-11,74
-0,94
0,15
-1,07

0,0231
-0,0027
0,3741**
-0,4223***

t
-3,54
-0,63
-0,58
-7,44
-1,13
-0,09
-0,66
-4,69
-2,15
2,71
-2,54
-1,90
1,10
-1,81
-0,28
0,51
-0,82
2,23
-2,73

0,0857***
2,89
-0,0061
-0,32



luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi15 of 138.

với các doanh nghiệp sản xuất công nghiệp niêm yết tại Việt Nam, những nhược
điểm của quy mô lớn như khó quản lý, vấn đề đại diện nghiên trọng hơn lớn hơn
những lợi ích của hiệu quả kinh tế theo quy mô hay các lợi thế cạnh tranh có
được từ sức mạnh thị trường.
Trong các mô hình ước lượng bằng OLS, hệ số góc của biến CFO dương
có ý nghĩa, gợi ý tác động tích cực của dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh
nghiệp. Tuy nhiên, trong các mô hình ước lượng bằng REM và FEM, hệ số góc
của CFO âm và không có ý nghĩa thông kê. Vì vậy, tác giả kết luận một cách
thận trọng sẽ là có ít bằng chứng ủng hộ giả thuyết 2 về tác động tích cực của
dòng tiền hoạt động đến giá trị doanh nghiệp. Có thể dòng tiền hoạt động không
phải là chỉ tiêu được nhiều nhà đầu tư quan tâm và sử dụng trong đánh giá
doanh nghiệp, dẫn đến mối quan hệ giữa hai biến số này không rõ ràng.
Trong hầu hết các kết quả ước lượng, tham số ước lượng không đạt được
mức ý nghĩa, đồng nghĩa với việc bác bỏ giả thuyết 3 về tác động tích cực của
cơ hội tăng trưởng đến giá trị doanh nghiệp. Lập luận nhà đầu tư trên thị trường
Việt Nam chưa quan tâm nhiều đến các chỉ tiêu về dòng tiền lại một lần nữa có
thể lý giải cho kết quả này bởi nghiên cứu này đo lường cơ hội tăng trưởng bằng
tỷ lệ dòng tiền đầu tư vào tài sản cố định trên doanh thu thuần. Các nhà đầu tư
cá nhân và đầu tư ngắn hạn thường sử dụng phân tích kỹ thuật và các chỉ tiêu lợi
nhuận, cổ tức hơn là quan tâm và thực hiện phân tích chuyên sâu về dòng tiền và
cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp.
Kết quả hồi quy ủng hộ giả thuyết 4 về tác động tiêu cực của đòn bẩy tài
chính đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả này ủng hộ lý thuyết chi phí đại diện
giữa cổ đông và chủ nợ hơn là lý thuyết MM với tỷ lệ nợ mục tiêu (tối ưu).
Những doanh nghiệp vay nợ nhiều hơn sẽ tham gia những dự án ít rủi ro hơn,
đồng nghĩa với việc đầu tư dưới mức. Vì vậy, tỷ lệ vay nợ cao hơn có thể dẫn

bằng FEM, hệ số góc của biến này âm ở mức ý nghĩa 10%. Chi tiết hơn, mô
hình sử dụng 3 thành tố của VAIC là HCE, SCE và CEE gợi tác động tiêu cực
của cả chỉ số VAIC là do tác động tiêu cực có ý nghĩa của vốn tài chính CEE
trong khi hai hệ số về vốn tri thức là vốn nhân lực HCE và vốn cấu trúc SCE
không có ảnh hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp. Tuy nhiên, bằng ước
lượng OLS, HCE lại có tác động tiêu cực có ý nghĩa đến Tobin’s Q trong khi
SCE có tác động tích cực đến giá trị doanh nghiệp. Kết quả ước lượng của FEM
cho rằng không có mối liên hệ có ý nghĩa giữa các thành tố của vốn tri thức (vốn
nhân lực và vốn tri thức) đến giá trị doanh nghiệp trong khi ước lượng OLS lại
chỉ ra tác động khác nhau (ngược chiều) của hai thành tố này đến giá trị doanh
nghiệp. Nếu dựa trên kết quả OLS, có thể thấy nhà đầu tư có vẻ đánh giá giá trị
doanh nghiệp cao hơn dựa trên các “sản phẩm” của con người là vốn cấu trúc
(cơ sở dữ liệu, phần mềm, chiến lược, quy trình, thủ tục và chuỗi cung ứng...)
hơn là dựa trên chính yếu tố con người (vốn nhân lực). Tuy nhiên, rõ ràng kết
quả ước lượng bằng FEM là đáng tin cậy hơn. Việc vốn tri thức không có ảnh
hưởng ý nghĩa đến giá trị doanh nghiệp có thể xuất phát từ việc doanh nghiệp
sản xuất Việt Nam tích lũy còn ít vốn tri thức và sự khác nhau giữa các doanh
nghiệp còn thấp. Xét theo mô hình của Edvisson (2000), các doanh nghiệp Việt
Nam mới ở giai đoạn đầu của quá trình phát triển vốn tri thức. Tuy nhiên, thực
tế cho thấy không ít doanh nghiệp niêm yết không chỉ sở hữu nguồn nhân lực
chất lượng cao mà còn tạo ra những tài sản tri thức khác giúp gia tăng giá trị
doanh nghiệp. Vì vậy, sự lý giải hợp lý khác là tại thị trường chứng khoán chưa
phát triển như Việt Nam do nhận thức nhà đầu tư về vốn tri thức còn thấp. Vấn
đề này sẽ được tiếp tục thảo luận sâu hơn khi so sánh với các thị trường chứng
khoán khác trong các phần sau của luận án.
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi16 of 138.

14



Việt Nam. Có ý kiến cho rằng nếu sở hữu nước ngoài bị phân toán cho nhiều
nhà đầu tư nhỏ, họ khó có thể ảnh hưởng đến hành vi của doanh nghiệp. Tuy
nhiên, Phan Huu Viet (2013) trong nghiên cứu của mình đã chỉ ra rằng với hầu
hết những doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu trên 30% có một nhà đầu tư nước ngoài
nắm giữa tỷ lệ cổ phần lớn nhất hoặc thứ hai. Một nhà đầu tư với tỷ lệ sở hữu
lớn có thể sử dụng quyền của cổ đông lớn để tác động tới hành vi của doanh
nghiệp mà những hành vi đó làm tổn hại đến lợi ích của những cổ đông khác.
Hệ số góc của biến CEOCHAIR trong các ước lượng với FEM âm, đúng
với kỳ vọng về tác động tiêu cực của việc kiêm nhiệm đến giá trị doanh nghiệp,
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi17 of 138.

15


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi18 of 138.

nhưng không đạt được mức ý nghĩa thống kê. Như vậy giả thuyết 9a bị bác bỏ.
Tham số ước lượng và thống kê t thấp của 2 biến BoardSize và BoardSize2 cũng
là những bằng chứng bác bỏ giả thuyết 9b về ảnh hưởng của quy mô HĐQT đến
giá trị doanh nghiệp. Như vậy, tại các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt
Nam, không có tồn tại một con số tối ưu về lượng thành viên HĐQT như Lipton
và Lorsch (1992) và Jensen (1993) đề xuất (7 – 8 hoặc 8 – 9 thành viên). Thay
vào đó, số lượng thành viên HĐQT có lẽ phụ thuộc vào đặc điểm và chiến lược
của mỗi doanh nghiệp. Vì vậy, giới hạn số lượng thành viên HĐQT trong
khoảng từ 3 – 11 người theo quy định của Bộ Tài chính có vẻ thích hợp, tạo sự
linh hoạt cho doanh nghiệp khi áp dụng. Dù không tồn tại một quy mô HĐQT
tối ưu, có bằng chứng ủng hộ về tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành tối ưu.
Giả thuyết về mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ lệ thành viên HĐQT không
điều hành (NED) và giá trị doanh nghiệp được ủng hộ. Như đã phân tích, tỷ lệ
này xoay quanh khoảng 44%, lớn hơn mức tối thiểu yêu cầu bởi Bộ Tài chính

các ngành. Tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành có tác động tiêu cực đến
Tobin’s Q trong ngành Hàng công nghiệp.
6.3. Kết luận về ảnh hưởng của các nhân tố vi mô tới giá trị doanh
nghiệp ngành sản xuất công nghiệp niêm yết ở Việt Nam
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và giá
trị doanh nghiệp. Kết quả này gợi ý những nhược điểm của quy mô lớn vượt trội
những lợi ích mà nó mang lại. Những lợi ích trên mỗi đơn vị quy mô tăng thêm
có lẽ là giảm dần, dẫn đến những doanh nghiệp sản xuất niêm yết, vốn phải có
quy mô tương đối lớn để đáp ứng yêu cầu niêm yết thì lợi ích, càng không có
được nhiều lợi ích từ quy mô lớn hơn. Thay vào đó, kết quả nghiên cứu củng cố
quan điểm về các vấn đề phát sinh do sự cồng kềnh gây ra như hiệu quả hoạt
động thấp và vấn đề đại diện.
Tác động tiêu cực của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp trong hầu
hết trường hợp đã không ủng hộ lý thuyết MM về cơ cấu vốn tối ưu. Kết quả thực
nghiệm cũng cho thấy lý thuyết tín hiệu của Ross (1977) không đúng trong
trường hợp của các doanh nghiệp sản xuất niêm yết tại Việt Nam. Thay vào đó,
lý thuyết trật tự phân hạng và quan điểm của Fama và French (1988) rằng nợ
cao là tín hiệu xấu về triển vọng của doanh nghiệp, bởi lợi nhuận tương lai sẽ
bị ảnh hưởng tiêu cực, một phần dòng tiền được dùng để trả nợ và số vốn dùng
cho đầu tư tương lai giảm.
Nghiên cứu chỉ ra rằng dòng tiền hoạt động và dòng tiền đầu tư tài sản cố
định ít giải thích được giá trị doanh nghiệp. Nghiên cứu cũng cho thấy nắm giữ
tỷ lệ thanh toán tiền mặt cao hơn sẽ gây tổn hại đến giá trị doanh nghiệp.
Luận án này là nghiên cứu đầu tiên tại Việt Nam sử dụng cách tiếp cận
VAIC để nghiên cứu ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp. Dù
nghiên cứu cung cấp ít bằng chứng về vai trò của vốn tri thức đối với việc gia
tăng giá trị doanh nghiệp, ảnh hưởng của vốn tri thức đến giá trị doanh nghiệp
có nên tảng lý thuyết vững chắc với sự hỗ trợ của nhiều bằng chứng thực
nghiệm trên thế giới. Qua đó, luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các
nguồn lực vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được

Điều đó đồng nghĩa với việc rằng doanh nghiệp có thể thay đổi cơ cấu HĐQT sao
cho đạt được tỷ lệ gần với mức tối ưu mà không vi phạm quy định của pháp luật.
7. Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của luận án:
Ngoài việc tổng kết cơ sở lý luận về giá trị doanh nghiệp, những phương
pháp xác định giá trị doanh nghiệp, lý luận về mối quan hệ giữa những nhân tố
vi mô và giá trị doanh nghiệp, kiểm định ảnh hưởng của các nhân tố vi mô thông
thường (quy mô doanh nghiệp, dòng tiền hoạt động, cơ hội tăng trưởng, đòn bẩy
tài chính, khả năng thanh khoản), lên giá trị doanh nghiệp, luận án đóng góp
những kết quả mới mẻ như sau :
- Lần đầu tiên đặt ra giả thuyết về ảnh hưởng của nhân tố vốn tri thức
VAIC lên giá trị doanh nghiệp và tiến hành kiểm định thực nghiệm ảnh hưởng
của nhân tố này. Luận án nhấn mạnh vai trò ngày càng tăng của các nguồn lực
vô hình trong doanh nghiệp và chỉ ra rằng vai trò ấy có lẽ chưa được nhận thức
đầy đủ bởi các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
- Đây là một trong số ít những nghiên cứu trên thế giới nghiên cứu mối
quan hệ phi tuyến tính giữa quy mô HĐQT với giá trị doanh nghiệp, và giữa tỉ lệ
thành viên HĐQT độc lập với giá trị doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu đối với
các biến về HĐQT thống nhất với những thông lệ quốc tế và quy định pháp luật
của Việt Nam về quản trị công ty.
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi20 of 138.

18


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi21 of 138.

- Luận án tiến hành tổng hợp phân tích nhiều nhân tố trong một công trình,
chứ không tiến hành nghiên cứu tác động của từng nhân tố riêng lẻ như trong
nhiều công trình nghiên cứu đã tiến hành tại Việt Nam.
- Luận án giới hạn phạm vi nghiên cứu ở ngành sản xuất công nghiệp, là

- Tăng cường hiệu quả quản lý và quản trị công ty
Khi quy mô tăng lên theo sự mở rộng sản xuất kinh doanh sản phẩm cốt lõi
và sản phẩm liên quan, năng lực quản lý cũng phải được nâng lên. Khi doanh
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi21 of 138.

19


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi22 of 138.

nghiệp chuyển mình từ giai đoạn mới tăng trưởng sang tăng trưởng nhanh hoặc
giai đoạn trưởng thành, sự thay đổi về giám đốc điều hành và ban điều hành là
điều cần thiết. Ngoài khả năng có thể phải thay thế những nhà lãnh đạo có kinh
nghiệm và tầm nhìn tốt hơn, sự thay đổi về số lượng và phân công chuyên môn
hóa trong ban điều hành cũng có vai trò quan trọng. Doanh nghiệp lớn hơn cần
đến các giám đốc tài chính, giám đốc kinh doanh, giám đốc sản xuất... bên cạnh
giám đốc điều hành chung. Bên cạnh đó, để giảm nhẹ các vấn đề đại diện, cần
đến các biện pháp quản trị công ty tốt hơn và sẽ được thảo luận trong các giải
pháp sau.
Giảm tỷ lệ thanh toán tiền mặt
Việc giảm tỷ lệ này có thể được thực hiện bằng cách (1) giảm tiền mặt, giữ
nguyên mức nợ ngắn hạn, hoặc (2) giảm cả tiền mặt và nợ ngắn hạn nhưng tiền
mặt giảm với tỷ lệ lớn hơn, hoặc (3) giữ nguyên tiền mặt, tăng mức nợ ngắn hạn,
hoặc (4) tăng tiền mặt và tăng nợ ngắn hạn nhưng nợ ngắn hạn tăng với tỷ lệ lớn
hơn. Do tăng nợ ngắn hạn sẽ kéo theo sự tăng lên của đòn bẩy tài chính (với mức
nợ dài hạn không đổi), mà đòn bẩy tài chính lại có tác động tiêu cực tới giá trị
doanh nghiệp, nên rõ ràng cách thực hiện thứ (3) và (4) sẽ tác động tích cực đến
giá trị doanh nghiệp thông qua giảm tỷ lệ thanh toán nhưng lại ảnh hưởng tiêu cực
do gia tăng tỷ lệ nợ. Vì vậy, tùy thuộc vào tình hình cụ thể của doanh nghiệp, việc
giảm tỷ lệ thanh toán tiền mặt nên được thực hiện theo cách (1) hoặc (2).

đến doanh nghiệp. Vì vậy, thay đổi tỷ lệ sở hữu bởi các đối tượng khác nhau sẽ
dẫn đến sự thay đổi trong giá trị doanh nghiệp. Do sở hữu nhà nước tại doanh
nghiệp thuộc về ý chí của các cơ quan nhà nước hơn là bản thân doanh nghiệp,
doanh nghiệp thường không thể chủ động thay đổi tỷ lệ sở hữu nhà nước. Vì
vậy, giải pháp của doanh nghiệp là tác động vào tỷ lệ sở hữu nước ngoài và tỷ lệ
sở hữu của giám đốc.
- Giảm tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn nước ngoài hoặc phân tán sở hữu nước ngoài
Giải pháp này tất nhiên không dành cho những doanh nghiệp có hợp tác
chiến lược với các nhà đầu tư nước ngoài (mối quan hệ mà trong đó hai bên có
chung mục tiêu hoặc chí ít lợi ích, trách nhiệm và các điều khoản khác được quy
định rõ ràng) bởi nó sẽ làm giảm những lợi ích mà nhà đầu tư chiến lược mang
lại như kinh nghiệm quản lý, cơ hội kinh doanh, quản trị công ty.... Trường hợp
này có lẽ xảy ra nhiều với các doanh nghiệp ngành Thiết bị y tế khi mà tỷ lệ sở
hữu nước ngoài tăng giúp gia tăng giá trị doanh nghiệp.
Ngược lại, với những doanh nghiệp có cổ đông lớn là nhà đầu tư nước
ngoài, thực thể mà sẽ hành động mang lợi ích cho mình nhưng lại gây tổn hại
đến lợi ích của cổ đông khác, cần phải giảm tỷ lệ sở hữu của những cổ đông lớn
này. Tỷ lệ sở hữu của cổ đông lớn nước ngoài có thể được chuyển giao cho cổ
đông nội địa hoặc phân tán cho các cổ đông nước ngoài khác miễn sao đảm bảo
rằng không có cổ đông nước ngoài có đủ sở hữu để tác động đến hành vi của tổ
chức. Riêng đối với doanh nghiệp ngành Vật liệu cơ bản, doanh nghiệp chỉ nên
giảm tỷ lệ sở hữu nước ngoài khi tỷ lệ này lớn hơn khoảng 18%.
- Điều chỉnh tỷ lệ sở hữu của giám đốc
Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ giám đốc có quan hệ phi tuyến tính với
giá trị doanh nghiệp, vì vậy, việc điều chỉnh tỷ lệ sở hữu của giám đốc cần khớp
với các mức mà tại đó hướng tác động của tỷ lệ này lên giá trị doanh nghiệp
thay đổi.
Với trường hợp giám đốc sở hữu ít hơn 9% cổ phần, doanh nghiệp cần có
các biện pháp nhằm khuyến khích giám đốc hành động hướng tới tối đa hóa lợi
ích của cổ đông. Ví dụ như gắn phúc lợi của giám đốc với kết quả hoạt động

Tuy nhiên, doanh nghiệp không nên giảm quy mô HĐQT một cách đột
ngột và trong thời gian ngắn bởi hành xử như vậy sẽ khiến doanh nghiệp gánh
chịu những chi phí không nhất thiết phải phát sinh. Việc sa thải một thành viên
HĐQT với lý do đơn thuần là để giảm quy mô có thể làm tổn hại đến danh tiếng
của doanh nghiệp, và kéo theo là khả năng tuyển dụng trong tương lai (Coles và
cộng sự, 2008).
- Về tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành
Kết quả thực nghiệm cho thấy với tỷ lệ thành viên HĐQT không điều hành
quanh mức 44% giá trị doanh nghiệp đạt mức cao nhất. Vì vậy, doanh nghiệp
nên bổ nhiệm số lượng thành viên không điều hành tương ứng với quy mô
HĐQT để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp. Việc duy trì tỷ lệ quá thấp hoặc quá
cao so với mức tối ưu đều dẫn đến sự sụt giảm trong giá trị doanh nghiệp.
- Về kiêm nhiệm chức vụ chủ tịch HĐQT
Ảnh hưởng của sự kiêm nhiệm không giống nhau giữa các ngành. Doanh
nghiệp trong các ngành Vật liệu cơ bản, Hàng công nghiệp và Công nghệ nên theo
luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi24 of 138.

22


luan van thac si su pham, thac si giao duc ,ths xa hoi25 of 138.

đuổi mô hình kiêm nhiệm để gia tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp trong khi
doanh nghiệp trong các ngành Hàng tiêu dùng, Thiết bị y tế và Tiện ích nên tách rời
vai trò của Chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành.
Kiến nghị
Tới nhà đầu tư và chuyên gia
Xem xét các nhân tố phi tài chính trong định giá thay vì dựa hoàn toàn vào
các mô hình định giá cổ điển và các khoản mục trên báo cáo tài chính. Kết quả
nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các nhân tố về sở hữu, vốn tri thức, quản trị