Tác động của thành phần sở hữu ban quản lý lên hiệu quả hoạt động công ty bằng chứng từ việt nam

TỔ NG QUAN V Ề NGHIÊN C Ứ U

Gi ớ i thi ệ u

Việc nắm giữ cổ phần của ban quản lý đang trở thành một vấn đề nóng tại Việt Nam, đặc biệt trong bối cảnh các công ty đối mặt với khó khăn về nguồn nguyên liệu và tìm kiếm khách hàng Áp lực lên các nhà quản lý, đặc biệt là những người nắm giữ cổ phần, ngày càng gia tăng khi họ phải quyết định giữa việc nâng cao giá trị công ty lâu dài hay theo đuổi lợi ích ngắn hạn Điều này dẫn đến việc tăng chi phí đại diện cho công ty Việt Nam, với vai trò là một nền kinh tế đang phát triển, càng làm nổi bật sự cần thiết phải cân nhắc giữa lợi ích ngắn hạn và bền vững trong quản lý doanh nghiệp.

Vấn đề chi phí đại diện, liên quan đến xung đột lợi ích giữa ban giám đốc và cổ đông do tách biệt quyền sở hữu và chức năng quản lý, đã trở nên nghiêm trọng hơn từ năm 1998 do thiếu cơ sở pháp lý và cơ chế quản lý Jensen và Meckling (1976) chỉ ra rằng các nhà quản lý nắm giữ ít cổ phần có xu hướng không tối đa hóa tài sản của cổ đông vì động cơ tiêu thụ bổng lộc Nhiều nhà bình luận cũng chỉ trích việc các nhà quản lý không nắm giữ cổ phần trong công ty, và vấn đề này thường xuyên được thảo luận trong các cuộc họp của hội đồng quản trị.

Nghiên cứu năm 1985 chỉ ra rằng rủi ro đạo đức trong các công ty không có cổ phần của ban quản lý là rất lớn Do đó, để gắn kết lợi ích của quản lý với lợi ích của cổ đông và công ty, các nhà quản lý cần sở hữu cổ phần lớn hơn Điều này làm nổi bật tầm quan trọng của việc sở hữu cổ phần của ban quản lý đối với hiệu quả hoạt động của công ty.

Nhiều nghiên cứu quốc tế đã chỉ ra mối liên hệ giữa sở hữu cổ phần của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty, tiêu biểu như các công trình của Berle và Means (1932), Demsetz và Lehn (1985), Jensen và Meckling (1976), cùng với McConnell và Servaes.

(1990), Claessens và Djankov (1999), Charles P Himmelberg, R Glenn Hubbard, Darius Palia (1999)

… Các bằng chứng thực nghiệm hiện có về chủ đề này là chưa kết luận được và đôi khi kết quả trái ngược nhau.

Theo nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) về các công ty Trung Quốc không niêm yết, có bằng chứng cho thấy sở hữu cổ phần của ban quản lý ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của công ty Cụ thể, các công ty có ban quản lý nắm giữ cổ phần đạt hiệu suất tốt hơn so với những công ty không có sự nắm giữ này Hơn nữa, mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động và sở hữu cổ phần của ban quản lý là phi tuyến, với các điểm uốn xuất hiện khi tỷ lệ sở hữu vượt quá 50%.

Vấn đề sở hữu cổ phần của ban quản lý đặc biệt đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế, giúp các nhà đầu tư và ngân hàng đưa ra quyết định chính xác hơn về đầu tư và giải ngân vào các công ty Sự hiểu biết về phần trăm cổ phần mà ban quản lý nắm giữ cũng tạo điều kiện cho các cơ quan nhà nước dễ dàng kiểm soát hoạt động của các công ty, từ đó nâng cao hiệu quả trong quản lý kinh tế vi mô và vĩ mô.

Một câu hỏi quan trọng được đặt ra là liệu có mối liên hệ giữa tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty tại Việt Nam hay không.

Bài nghiên cứu này nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty tại Việt Nam, dựa trên dữ liệu từ các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh Để đo lường hiệu quả hoạt động, chỉ số ROA (Lợi nhuận trên tổng tài sản) sẽ được sử dụng Phương pháp hồi quy GMM (Generalized Method of Moments) sẽ được áp dụng theo mô hình của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) để phân tích mối quan hệ này.

M ụ c tiêu nghiên c ứ u

Nghiên cứu này nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Sự ảnh hưởng của ban quản lý đến hiệu suất tài chính và quyết định chiến lược của công ty sẽ được phân tích, từ đó đưa ra những nhận định về vai trò của sở hữu trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Kết quả nghiên cứu sẽ cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức mà cấu trúc sở hữu có thể tác động đến sự phát triển bền vững của các công ty trên thị trường chứng khoán.

 Có tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty hay không?

 Có xuất hiện mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty hay không?

Đối tượ ng và ph ạ m vi nghiên c ứ u

Đối tượng nghiên cứu: Mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty.

Phạm vi nghiên cứu tập trung vào các công ty cổ phần niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh, ngoại trừ các lĩnh vực ngân hàng và chứng khoán do tính chất đặc thù của chúng Giai đoạn nghiên cứu kéo dài ba năm từ 2011 đến 2013, và các công ty được chọn phải có đầy đủ báo cáo thường niên trong khoảng thời gian này.

Năm 2013, việc công bố thông tin minh bạch về các biến trong mô hình bài nghiên cứu đã được thực hiện Đa số các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố đã tuân thủ quy định này.

Hồ Chí Minh công bố đầy đủ báo cáo thường niên, nhưng nhiều công ty vẫn thiếu báo cáo trong một hoặc vài năm Để đảm bảo số lượng quan sát lớn và thành phần sở hữu đa dạng cho mô hình nghiên cứu, bài nghiên cứu đã chọn ra 246 công ty trong ba năm 2011, 2012 và 2013.

C ấ u trúc bài nghiên c ứ u

Bài nghiên cứu gồm năm chương:

Chương 1: Tổng quan về nghiên cứu: Giới thiệu chung về bài nghiên cứu.

Chương 2: Tổng quan lý thuyết: Giới thiệu các lý thuyết liên quan đến bài nghiên cứu cũng như các kết quả nghiên cứu của các tác giả khác về vấn đề nghiên cứu.

Chương 3: Phương pháp và mô hình nghiên cứu: Áp dụng mô hình nghiên cứu của hai tác giả Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) vào dữ liệu của các công trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh.

Chương 4: Kết quả thực nghiệm: Trình bày và giải thích kết quả của bài nghiên cứu Chương 5: Kết luận và hạn chế của đề tài: Kết luận bài nghiên cứu và đưa ra các điểm hạn chế của đề tài.

Điể m m ớ i c ủa đề tài

So với bài nghiên cứu gốc của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008)

Bài nghiên cứu được thực hiện trên các công ty cổ phần niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán, do việc thu thập số liệu từ các công ty chưa niêm yết tại Việt Nam gặp nhiều khó khăn Các công ty niêm yết phải tuân thủ nghiêm ngặt các quy định về công bố thông tin và có kiểm toán độc lập, điều này giúp đảm bảo tính minh bạch và trung thực của số liệu trên báo cáo tài chính Sự chính xác của số liệu này tạo điều kiện thuận lợi cho việc chạy mô hình hồi quy nhằm ước lượng các thông số.

Trong nghiên cứu của mình, Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) lập luận rằng các công ty chưa niêm yết không có thị trường thứ cấp, khiến cho các nhà quản lý khó khăn trong việc mua bán cổ phần, dẫn đến cổ phần của họ thường cố định và ít biến động theo kết quả hoạt động của công ty Do đó, hai tác giả cho rằng không tồn tại vấn đề nội sinh trong mô hình của họ và không đề xuất giải pháp cho vấn đề này Ngược lại, Jensen và Warner (1988) cho rằng có hiện tượng nội sinh khi sử dụng tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi ban quản lý như một biến giải thích Bài nghiên cứu đã áp dụng phương pháp hồi quy GMM với các biến công cụ là quy mô công ty, quy mô công ty bình phương và biến trễ của các biến độc lập, đây được coi là một điểm mới so với nghiên cứu gốc của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008).

So với các bài nghiên cứu tại Việt Nam

Tại Việt Nam, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng cấu trúc sở hữu ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty Tuy nhiên, số lượng nghiên cứu về tác động của thành phần sở hữu ban quản lý (ban giám đốc) lên hiệu quả công ty vẫn còn hạn chế Hầu hết các nghiên cứu hiện nay chỉ tập trung vào mối quan hệ tuyến tính giữa sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động, trong khi mối quan hệ phi tuyến giữa hai yếu tố này chưa được khai thác đầy đủ.

Bài nghiên cứu này kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa hai thành phần thông qua việc xác định điểm đảo chiều trong mô hình hồi quy đa thức bậc hai.

TỔ NG QUAN LÝ THUY Ế T

C ấ u trúc s ở h ữ u c ủ a công ty Vi ệ t Nam

Việt Nam đã bắt đầu cải cách kinh tế từ năm 1986 với mục tiêu áp dụng cơ chế kinh tế thị trường vào hệ thống kế hoạch tập trung cũ nhằm nâng cao hiệu quả phân bổ nguồn lực và năng suất Chính phủ đối mặt với thách thức cải cách các công ty nhà nước (SOEs) thông qua việc tăng cường tính tự chủ trong quản lý và thực hiện chương trình ưu đãi thuế doanh nghiệp Các công ty nhà nước được phép tư nhân hóa một phần hoặc hoàn toàn, với các công ty nhỏ có thể được tái cơ cấu, bán hoặc sáp nhập, trong khi các công ty trung bình và lớn có thể phát hành cổ phiếu để tư nhân hóa Thành tựu lớn nhất trong giai đoạn này là quá trình cổ phần hóa công ty nhà nước và sự hình thành của Sở Giao dịch Chứng khoán vào năm 2000, nhằm tăng cường khả năng huy động vốn và minh bạch thông tin trong hệ thống tài chính, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động của các công ty.

Làn sóng cổ phần hóa đã làm thay đổi cơ cấu sở hữu của các công ty Việt Nam, tạo ra năm thành phần sở hữu chính: sở hữu nhà nước, sở hữu tổ chức, sở hữu của nhân viên, sở hữu của cá nhân trong nước và sở hữu nước ngoài Sở hữu nhà nước bao gồm các chính quyền trung ương, tỉnh và địa phương nắm giữ cổ phần, trong khi sở hữu tổ chức là các tổ chức trong nước như công ty bảo hiểm và quỹ tương hỗ Cuối cùng, ban giám đốc cũng nắm giữ cổ phần của công ty, thể hiện sự chuyển giao quyền sở hữu và quản lý trong bối cảnh tái cơ cấu.

Thành phần sở hữu ban quản lý đóng vai trò quan trọng trong các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam Có hai trường hợp chính mà người quản lý công ty Việt Nam cần lưu ý để đảm bảo hiệu quả hoạt động và sự phát triển bền vững.

Nam có thể nắm giữ một phần lớn cổ phần của công ty, đặc biệt trong các doanh nghiệp nhỏ do người quản lý kiểm soát hoặc sở hữu hoàn toàn Kể từ khi Việt Nam bắt đầu quá trình đổi mới kinh tế, nhiều công ty đã phát triển bền vững dưới sự lãnh đạo của những người sáng lập Ngoài ra, trong trường hợp doanh nghiệp nhà nước, các quản lý trước đây đã trở thành cổ đông lớn sau khi công ty tiến hành cổ phần hóa, với cổ phiếu được bán cho các tổ chức và nhà đầu tư cá nhân, bao gồm cả chính những người quản lý đó.

M ố i quan h ệ gi ữ a c ấ u trúc s ở h ữ u và hi ệ u qu ả ho ạt độ ng công ty

Giới thiệu cấu trúc sở hữu và hiệu quả hoạt động công ty

Hiệu quả hoạt động của công ty thường được xem là độc lập với cấu trúc sở hữu khi không có chi phí đại diện Tuy nhiên, chi phí đại diện giữa người chủ và người quản lý vẫn luôn tồn tại trong thực tế Cấu trúc sở hữu vốn cổ phần đóng vai trò quan trọng trong quản trị doanh nghiệp, ảnh hưởng đến chất lượng quản trị và khả năng giảm chi phí đại diện.

Lý luận “Phụ thuộc vào lối mòn” của Coffee (1999) và Dyck (2004) chỉ ra rằng cấu trúc sở hữu của công ty bị ảnh hưởng bởi các nhóm lợi ích và có thể không phải là hiệu quả nhất Việc kiểm tra mối quan hệ giữa cơ cấu sở hữu và hiệu quả hoạt động của công ty sẽ giúp các nhà đầu tư tối ưu hóa cấu trúc sở hữu, từ đó đạt được giá trị tối đa cho công ty.

Cấu trúc sở hữu ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty thông qua hai yếu tố chính: tập trung sở hữu và thành phần sở hữu Tập trung sở hữu cung cấp thông tin định lượng về quyền sở hữu của các cổ đông lớn, trong khi thành phần sở hữu mang lại thông tin định lượng về tính chất của các cổ đông kiểm soát.

2.2.1 Tập trung sở hữu và hiệu quả hoạt động công ty

Nhiều tác giả đã kiểm tra mối quan hệ giữa cơ cấu sở hữu và hiệu quả hoạt động công ty như Short (1994), Gross (2007) và Holderness (2003).

Nghiên cứu của Larner (1966) về ảnh hưởng của tập trung sở hữu đối với tăng trưởng và rủi ro cho thấy rằng có một mối quan hệ cùng chiều không đáng kể giữa các công ty do ban quản lý kiểm soát và phương sai cao trong tỷ suất lợi nhuận/vốn chủ sở hữu Điều này chỉ ra rằng mức độ tập trung sở hữu thấp có thể liên quan đến rủi ro cao hơn trong hoạt động kinh doanh.

Nghiên cứu của Radice (1971) đã phân tích mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng tài sản ròng và tập trung sở hữu thông qua mẫu 86 công ty lớn tại Anh Kết quả cho thấy các công ty do chủ sở hữu kiểm soát có tỷ lệ lợi nhuận và tốc độ tăng trưởng cao hơn Đáng chú ý, hầu hết các nghiên cứu khác chỉ tập trung vào ảnh hưởng của tập trung sở hữu đối với lợi nhuận và giá trị công ty, mà không xem xét đến tăng trưởng và rủi ro.

Tác động tích cực của việc tập trung sở hữu đến hiệu quả hoạt động của công ty, được đo bằng lợi nhuận và giá trị công ty, đã được xác nhận qua nhiều nghiên cứu Giải thích chính cho hiện tượng này là các cổ đông lớn không chỉ có khả năng mà còn có động lực để giám sát và kiểm soát những người đại diện, từ đó điều hành công ty theo lợi ích của họ.

Nghiên cứu cho thấy sự gia tăng kiểm soát của cổ đông lớn có thể làm giảm động lực của nhà quản lý, hiện tượng này được gọi là giám sát quá mức (Burkart và cộng sự, 1997; Pagano & Rửell, 1998) Lý thuyết về chi phí sử dụng vốn, được Fama và Jensen (1983) giới thiệu, cho rằng mức độ tập trung sở hữu cao sẽ dẫn đến tính thanh khoản cổ phiếu giảm, do ít cổ phiếu có sẵn để giao dịch Hệ quả là cổ phiếu trở nên rủi ro hơn khi hệ số beta của công ty tăng, làm tăng chi phí vốn (Barclay & Holderness, 1989; Bolton & Von Thadden, 1998) Những lập luận này được hỗ trợ bởi các nghiên cứu thực nghiệm của Beaver và cộng sự (1970), Rosenberg (1976), Thompson (1976) và Hartzell & Starks.

Mặc dù một số nghiên cứu chỉ ra rằng sự tập trung sở hữu có thể ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty, nhưng các nghiên cứu khác lại không tìm thấy mối liên hệ này Lý thuyết chọn lọc tự nhiên của Alchian cung cấp một góc nhìn thú vị về vấn đề này.

Nghiên cứu của Friedman (1953) và Becker (1962) chỉ ra rằng các tập đoàn có thể hoạt động hiệu quả tương tự dưới các hình thức sở hữu khác nhau, do thị trường cạnh tranh sẽ loại bỏ các hình thức không hiệu quả theo thời gian Sự lựa chọn cấu trúc sở hữu tối ưu phụ thuộc vào môi trường, không có ảnh hưởng rõ rệt từ cấu trúc sở hữu đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Morck và cộng sự (1988) đã phát hiện ra tác động phi tuyến bằng cách áp dụng các ngưỡng trong đo lường mức độ tập trung và sử dụng hồi quy từng phần McConnell & Servaes (1990) cũng tìm thấy mối quan hệ đường cong giữa mức độ tập trung sở hữu và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cho thấy sự kết hợp của các lập luận này giúp giải thích kết quả phi tuyến tính.

2.2.2 Thành phần sở hữu và hiệu quả hoạt động công ty

2.2.2.1 Thành phần sở hữu tổ chức

Theo nghiên cứu của Taylor (1990), tỷ lệ vốn chủ sở hữu do các tổ chức nắm giữ tại Mỹ đã tăng mạnh từ 8% vào năm 1950 lên 45% vào năm 1990, cho thấy sự gia tăng tầm quan trọng của sở hữu tổ chức trong thị trường chứng khoán Hand (1990) chỉ ra rằng các nhà đầu tư tổ chức thường có kiến thức chuyên sâu hơn về thị trường vốn, ngành công nghiệp và doanh nghiệp, đồng thời họ cũng có khả năng cập nhật thông tin tốt hơn Điều này giúp cổ đông tổ chức theo dõi quản lý một cách hiệu quả và ít tốn kém hơn so với các cổ đông khác.

Nghiên cứu của Pound (1988) và Hand (1990) đã chỉ ra tác động ngược chiều, trong khi Wahal (1996) phát hiện tác động tích cực ngắn hạn của sở hữu tổ chức nhưng không thấy tác động này trong dài hạn, do các nhà đầu tư thường ưu tiên kết quả ngắn hạn Các nghiên cứu khác cũng cho thấy rằng nhà đầu tư tổ chức rất nhạy cảm với tin tức, vì họ có khả năng tận dụng lợi thế thông tin trong bối cảnh thông tin bất cân xứng (Porter 1992) Họ coi đầu tư vào công ty như một phần trong danh mục đầu tư của mình (Coffee 1991) Clay (2001) đã phân tích dữ liệu từ 8.951 công ty trong giai đoạn này.

1988 đến 1999 và tìm thấy bằng chứng thực nghiệm hổ trợ quan điểm tác động cùng chiều của sở hữu tổ chức lên hiệu quả hoạt động công ty.

Bài nghiên cứu của các tác giả khác như Karpoff, Malatesta & Walkling

(1996), Duggal & Millar (1999), Edwards & Nibler (2000) không tìm thấy mối quan hệ giữa sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty.

Các nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu tổ chức đến hiệu quả hoạt động của công ty hiện vẫn đang tồn tại nhiều mâu thuẫn.

2.2.2.2 Thành phần sở hữu nhà nước

Giữa những năm 1930 và 1970, cú sốc tài chính năm 1929 và cuộc Đại Khủng Hoảng đã thúc đẩy xu hướng "xã hội hóa" toàn cầu Điều này yêu cầu nhà nước phải đóng vai trò quan trọng trong việc lập kế hoạch cho nền kinh tế thị trường nhằm khắc phục tình trạng độc quyền.

Trong những năm 1970 và 1980, nhiều công ty nhà nước đã trải qua quá trình tư nhân hóa nhằm giảm sự can thiệp của chính phủ vào thị trường Hiện nay, sở hữu nhà nước chủ yếu tồn tại ở các quốc gia xã hội chủ nghĩa như Trung Quốc và Việt Nam Sự thay đổi trong chế độ kinh tế và chính trị đã ảnh hưởng đến cấu trúc sở hữu theo thời gian, dẫn đến các tranh luận liên tục về tác động của sở hữu nhà nước đối với hoạt động của các công ty, với nhiều ý kiến ủng hộ và phản đối.

Sở hữu nhà nước được xem là một giải pháp tích cực nhằm khắc phục các thất bại thị trường, đặc biệt khi chi phí xã hội do các thế lực độc quyền gây ra trở nên quá cao Theo Atkinson và Stiglitz, việc này có thể giúp phục hồi sức mua của người dân.

PHƯƠNG PHÁP VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨ U

Ngu ồ n d ữ li ệ u

Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ các công ty cổ phần niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh, ngoại trừ lĩnh vực ngân hàng và chứng khoán do những đặc thù riêng của chúng Giai đoạn nghiên cứu kéo dài ba năm từ 2011 đến 2013, với điều kiện các công ty phải có báo cáo thường niên đầy đủ và công bố thông tin minh bạch liên quan đến các biến trong mô hình nghiên cứu Mặc dù hầu hết các công ty đều công bố báo cáo thường niên, một số vẫn thiếu báo cáo trong vài năm Để đảm bảo số lượng quan sát lớn và sự đa dạng trong thành phần sở hữu, nghiên cứu chỉ chọn được 246 công ty trong ba năm 2011, 2012 và 2013, với tổng cộng 738 quan sát Danh sách các công ty được trình bày trong phần phụ lục của luận văn.

Quy trình chọn mẫu bao gồm việc tìm kiếm và tải báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh Tiếp theo, các số liệu liên quan đến mô hình sẽ được thu thập Chỉ những công ty cung cấp đầy đủ và liên tục số liệu trong ba năm mới được chọn làm mẫu quan sát.

Các bi ến và cách đo lườ ng

Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi ban quản lý (Ban giám đốc) công ty Ký hiệu biến:

Theo nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), mức độ quản trị doanh nghiệp (MO) có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của công ty khi tỷ lệ cổ phần sở hữu của ban quản lý đạt 50% Ngược lại, khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý vượt quá 50%, MO lại có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của công ty.

Agrawal và Knoeber (1996), Mork và cộng sự (1988) không tìm thấy mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty.

Khalil-Ur-Rehman Wahla, Syed Zulfiqar Ali Shah và Zahid Hussain (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Karachi trong giai đoạn 2008 đến 2010, và kết quả cho thấy một mối quan hệ ngược chiều giữa hai yếu tố này.

Chính vì vậy bài nghiên cứu đặt kỳ vọng dấu cho biến MO là cộng (+) hoặc trừ (-) và đặt giả thiết cho biến MO:

Giả thiết H 1 : Tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty

Nghiên cứu của Morck và cộng sự (1988), Hermalin và Weisbach (1988), McConnell và Servaes (1990) đã chỉ ra mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty Do đó, bài nghiên cứu này tiếp tục đưa ra giả thiết.

Giả thiết H 2 : Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty

Tổng tài sản của công ty Ký hiệu biến: ASSETS.

ASSETS là chỉ số đo lường tổng tài sản của một công ty, với giá trị được lấy từ bảng cân đối kế toán Nghiên cứu của Chen và các cộng sự (2005) đã chỉ ra tầm quan trọng của việc theo dõi và phân tích tổng tài sản để đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

(2003), Gugler & Yurtoglu (2003), Lam, Sami & Zhou (2012), Ramli (2010), Smith

Theo nghiên cứu của Watts (1992), Thanatawee (2013), Wei & Xiao (2009), Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), tổng tài sản vào cuối năm tài chính được tính bằng logarit cơ số e để xác định quy mô công ty Dựa trên kết quả này, bài nghiên cứu dự đoán biến Ln(ASSETS) sẽ có dấu trừ (-) và đưa ra giả thuyết liên quan.

Giả thiết H 3 : Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và hiệu quả hoạt động của công ty

Thời gian hoạt động của công ty Ký hiệu biến: AGE.

Theo nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), thời gian hoạt động của công ty càng lâu thì khả năng tồn tại trong ngành càng cao Các công ty thường phát triển qua thời gian, mở rộng quy mô và đạt nhiều thành tựu trong kinh doanh, từ đó nâng cao thương hiệu và có đội ngũ quản lý giàu kinh nghiệm Những yếu tố này góp phần vào hiệu quả hoạt động tốt hơn của công ty Nghiên cứu cũng dự đoán rằng biến số AGE sẽ có ảnh hưởng tích cực (+) đến kết quả hoạt động.

Giả thiết H4 đề xuất rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa thời gian hoạt động và hiệu quả hoạt động của công ty Đòn bẩy tài chính, ký hiệu là LEVERAGE, được đo lường bằng tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu Nó phản ánh sự kết hợp giữa nợ phải trả và vốn chủ sở hữu trong chính sách tài chính của công ty Các công ty có tỷ số nợ cao sẽ có đòn bẩy tài chính lớn, trong khi các công ty có tỷ số nợ thấp sẽ có đòn bẩy tài chính nhỏ Đặc biệt, những công ty không có nợ (tỷ số nợ bằng không) sẽ không có đòn bẩy tài chính.

Nghiên cứu của các tác giả như Theo Myers (1977), Maksimovic và Titman (1991), Titman (1984), Bolton & Scharfstein (1990), Chevalier và Scharfstein (1996), và Dasgupta và Titman (1998) chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của công ty Cụ thể, theo Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), biến LEVERAGE cũng ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Do đó, bài nghiên cứu này dự kiến sẽ cho thấy dấu trừ (-) cho biến LEVERAGE và đặt ra giả thuyết tương ứng.

Giả thiết H 5 : Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của công ty

Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các tổ chức trong nước Ký hiệu biến: INST.

Chỉ số INST đo lường tỷ lệ cổ phần mà các tổ chức trong nước, như công ty bảo hiểm, quỹ đầu tư và các công ty khác, nắm giữ.

Nghiên cứu của Pound (1988) và Hand (1990) cho thấy tác động ngược chiều, trong khi Clay (2001) đã phân tích dữ liệu từ 8.951 công ty trong giai đoạn 1988-1999 và phát hiện bằng chứng ủng hộ tác động cùng chiều của sở hữu tổ chức đối với hiệu quả hoạt động của công ty Các tác giả khác như Karpoff, Malatesta & Walkling (1996) và Duggal & Millar cũng đã đóng góp vào lĩnh vực nghiên cứu này.

(1999), Edwards & Nibler (2000) không tìm thấy mối quan hệ giữa sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty.

Các nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu tổ chức đối với hiệu quả hoạt động của công ty hiện đang cho thấy những kết quả mâu thuẫn.

Vậy,bài nghiên cứu đặt kỳ vọng dấu cho biến INST là cộng (+) hoặc trừ (-) và đặt giả thiết:

Giả thiết H 6 : Tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty

Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi nhà nước Ký hiệu biến: STATE.

Biến STATE đo lường tỷ lệ cổ phần mà nhà nước sở hữu Thành phần sở hữu nhà nước bao gồm các chính quyền trung ương, tỉnh và địa phương nắm giữ cổ phần, cũng như các công ty chỉ thuộc quyền sở hữu của chính phủ.

Theo nghiên cứu trong phần 2.2.2.2, tác động của tỷ lệ sở hữu nhà nước đến hiệu quả hoạt động của công ty có những kết quả trái ngược nhau, như được chỉ ra bởi Jia và các cộng sự.

Nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa thành phần sở hữu nhà nước và hiệu quả hoạt động công ty, trong khi Tian và Estrin (2005), Le và Buck (2011) lại phát hiện mối quan hệ cùng chiều Do đó, bài nghiên cứu này dự kiến sẽ xác định ảnh hưởng của biến STATE, với giả thuyết có thể là cộng (+) hoặc trừ (-).

Giả thiết H 7 : Tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu nhà nước và hiệu quả hoạt động công ty

Hiệu quả hoạt động của công ty thường được đo lường bằng chỉ số ROA (Return on Assets) Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra tầm quan trọng của chỉ số này, bao gồm các tác giả nổi bật như McConnell và Servaes (1990), Mehran (1995), Kole (1996), và Himmelberg, Hubbard cùng Palia (1999), cũng như Gedajlovic và Shapiro (2002), và ỉdegaard và Bứhren.

(2003), Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) ROA được tính bằng cách lấy lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản bình quân của công ty.

Bảng 3.1 Tóm tắt các biến trong mô hình

Loại biến Tên biến Ký hiệu biến Cách tính

Lợi nhuận trên tổng tài sản ROA Lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản bình quân của công ty.

Tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý

Số cổ phần sở hữu bởi ban quản lý trên tổng số cổ phần của công ty

Tổng tài sản của công ty ASSETS

Số liệu Tổng tài sản trong bảng cân đối kế toán của công ty.

Thời gian hoạt động của công ty

AGE Năm thu thập số liệu trừ năm thành lập Đòn bẩy tài chính của công ty

LEVERAGE Tổng nợ phải trả trên vốn chủ sở hữu của công ty

Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các tổ chức trong nước

Số cổ phần sở hữu của các tổ chức trong nước trên tổng số cổ phần của công ty

Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi nhà nước

Số cổ phần sở hữu của nhà nước trên tổng số cổ phần của công ty

Mô hình th ự c nghi ệ m

Mô hình được sử dụng dựa trên kết quả nghiên cứu của Yifan Hu và

ROA it = β 0 + β 1 *MO it + β 2 *Ln(ASSETS it ) + β 3 *AGE it + β 4 *LEVERAGE it

+ β 5 *INST it + β 6 *STATE it + ε it

 ROA (Return On Assets): Lợi nhuận trên tổng tài sản

 MO (Managerial Ownership): Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi ban quản lý

 ASSETS (Total Assets): Tổng tài sản của công ty

 AGE (Firm’s Age): Thời gian hoạt động của công ty

 LEVERAGE (Financial Leverage): Đòn bẩy tài chính của công ty

 INST (Institutions): Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các tổ chức trong nước

 STATE (State Ownership): Tỷ lệ cồ phần sở hữu bởi nhà nước

 β1-7: Các hệ số hồi quy của các biến ước lượng

 ε: Phần dư của mô hình

 i: số công ty trong mẫu 246 công ty

 t: năm tương ứng cho từng công ty (gồm 3 năm: 2011, 2012 và 2013)

Th ố ng kê mô t ả

Bảng 3.3 Thống kê mô tả các biến trong mô hình

Variable Obs Mean Std Dev Min Max roa 738 0883068 1032087 -.3172369 5510205 mo 738 0766125 1269255 0 65 lnassets 738 13.8178 1.164898 11.23402 17.73508 age 738 18.38618 12.02208 3 61 leverage 738 5012123 2144993 01 1.270737 inst 738 1402981 2008582 0 97 state 738 2060999 2336483 0 9672

Bảng 3.3 trình bày kết quả thống kê từ 246 công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh trong ba năm 2011, 2012 và 2013 Biến MO phản ánh tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý, dao động từ 0 đến 65%, với tỷ lệ trung bình là 7,6% Hiệu quả hoạt động của công ty được đo bằng ROA, có giá trị biến động từ -31,7% đến 55,1% Giá trị gia tăng, được tính bằng Logarit cơ số e, nằm trong khoảng từ 5,9 đến 16,6.

Tài sản của công ty được tính bằng logarit cơ số e để xác định quy mô doanh nghiệp Dữ liệu nghiên cứu cho thấy quy mô các công ty trong mẫu dao động từ 11,23 đến 17,74.

Biến AGE phản ánh thời gian hoạt động của công ty, với giá trị thấp nhất là 3, tương ứng với các công ty được thành lập vào năm 2008 Trung bình, các công ty có thời gian hoạt động kéo dài khoảng 18 năm.

Biến LEVERAGE là chỉ số đo lường mức độ đòn bẩy tài chính của một công ty Mọi doanh nghiệp đều áp dụng đòn bẩy tài chính, với tỷ lệ thấp nhất chỉ 1% và cao nhất lên tới 127%.

Biến INST đo lường tỷ lệ nắm giữ cổ phần của tổ chức trong nước Tỷ lệ đa dạng từ 0% đến 97%.

Biến STATE đo lường tỷ lệ nắm giữ cổ phần của nhà nước, với tỷ lệ này dao động từ 0% đến 96,72% Việc theo dõi tác động của biến chính trong mô hình trở nên dễ dàng hơn nhờ vào sự biến động này.

MO – Tỷ lệ cổ phần nắm giữ bởi ban quản lý), bài nghiên cứu tiếp tục thống kê chi tiết theo từng nhóm nhỏ như bảng 3.4.

Bảng 3.4 Thống kê theo tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi ban quản lý

% Sở hữu Số Công Ty

Bảng 3.4 thể hiện số lượng công ty phân theo tỷ lệ phần trăm (%) cổ phần do ban quản lý công ty sở hữu Ban quản lý công ty, hay còn gọi là ban giám đốc, là những cá nhân đảm nhiệm vị trí quản lý cấp cao trong công ty, theo định nghĩa của Yifan.

Theo nghiên cứu của Hu và Xianming Zhou (2008), phần lớn các công ty có ban giám đốc nắm giữ dưới 10% cổ phần, với 184 công ty thuộc nhóm này Số lượng công ty nắm giữ từ 10% đến 20% cổ phần là 29 công ty, trong khi nhóm nắm giữ từ 20% đến 30% chỉ có 17 công ty Rất ít công ty có ban quản lý sở hữu trên 30% cổ phần.

KẾ T QU Ả TH Ự C NGHI Ệ M

Ki ểm tra đa cộ ng tuy ế n

Đa cộng tuyến xảy ra khi các biến độc lập trong mô hình có mối tương quan với nhau, và hiện tượng này có thể gây ra những hệ quả nghiêm trọng Khi đa cộng tuyến xuất hiện, nó có thể làm giảm độ chính xác của các ước lượng, gây khó khăn trong việc xác định ảnh hưởng thực sự của từng biến độc lập, và dẫn đến những sai lệch trong kết quả phân tích.

 Khoảng tin cậy rộng hơn

 Xác suất chấp nhận giả thuyết H0 tăng (tăng sai lầm loại II)

 R 2 cao, nhưng nhiều giá trị t thấp

 Hệ số ước lượng và sai số chuẩn rất nhạy cảm với những thay đổi trong số liệu

 Dấu của các hệ số ước lượng có thể sai

 Thêm hay bớt biến cộng tuyến, sẽ có thay đổi về độ lớn và dấu của các hệ số ước lượng

Nhằm kiểm tra sự hiện diện của hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, bài nghiên cứu tiến hành lập ma trận tương quan giữa các biến.

Bảng 4.1 Ma trận tương quan giữa các biến

cor roa mo lnassets age leverage inst state

(obss8) roa mo lnassets age leverage inst state roa 1.0000 mo -0.3277 1.0000 lnassets -0.0254 0.0177 1.0000 age -0.0295 -0.1110 -0.0531 1.0000 leverage -0.4929 0.1418 0.3170 0.0846 1.0000 inst 0.1196 -0.1801 -0.0237 -0.0903 -0.0555 1.0000 state 0.3246 -0.3611 0.0194 0.1994 -0.0015 -0.2089 1.0000

Kết quả từ bảng 4.1 chỉ ra rằng các biến có mối tương quan khá thấp Để xác định xem có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hay không, nghiên cứu đã tiến hành kiểm định thông qua hệ số VIF.

Bảng 4.2 Kết quả tính hệ số VIF

Variable VIF 1/VIF state 1.29 0.774005 mo 1.28 0.780436 leverage 1.15 0.866545 inst 1.14 0.877221 lnassets 1.12 0.890798 age 1.07 0.937907

Khi hệ số VIF vượt quá 10 hoặc hệ số 1/VIF nhỏ hơn 0,1, mô hình có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến Tuy nhiên, kết quả bảng trên cho thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10 và hệ số 1/VIF lớn hơn 0,1, chứng tỏ mô hình với biến phụ thuộc là ROA không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

L ự a ch ọn phương pháp hồ i quy phù h ợ p

Các hiện tượng như phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh là những vấn đề phổ biến trong dữ liệu bảng Những khuyết tật này có thể gây ra sự sai lệch trong mô hình, dẫn đến việc các biến độc lập không thể giải thích đúng biến phụ thuộc.

Bài nghiên cứu này nhằm kiểm tra các hiện tượng trong mô hình bằng cách phân tích dữ liệu bảng của 246 công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh trong ba năm 2011, 2012 và 2013, sử dụng ba phương pháp Pooled OLS, Fixed Effect và Random Effect Sau khi thực hiện các kiểm định, nghiên cứu sẽ lựa chọn mô hình phù hợp nhất Việc ước lượng bằng phương pháp OLS có thể dẫn đến kết quả chệch hoặc không vững do bỏ sót các yếu tố tác động không quan sát được, vì vậy cần áp dụng phương pháp FEM hoặc REM để khắc phục vấn đề này.

Nếu yếu tố tác động không quan sát được có tương quan với biến giải thích trong mô hình thì chọn phương pháp Fixed Effects.

Nếu yếu tố tác động không quan sát được không tương quan với biến giải thích trong mô hình thì chọn phương pháp Random Effects.

Bảng 4.3 Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS

reg roa mo lnassets age leverage inst state

Source SS df MS Number of obs = 738

Adj R-squared = 0.4008 Total 7.85055513 737 010652042 Root MSE = 07989 roa Coef Std Err t P>|t| [95% Conf

Interval] mo -.1028938 026245 -3.92 0.000 -.1544184 -.0513692 lnassets 0116734 0026766 4.36 0.000 0064186 0169282 age -.0003776 0002528 -1.49 0.136 -.0008738 0001186 leverage -.2430541 0147382 -16.49 0.000 -.2719882 -.2141199 inst 0684308 015643 4.37 0.000 0377202 0991414 state 137925 0143163 9.63 0.000 1098191 1660309 _cons 0256269 0363831 0.70 0.481 -.045801 0970549

Bảng 4.4 Kết quả hồi quy phương pháp Random Effect

xtreg roa mo lnassets age leverage inst state,re

Random-effects GLS regression Number of obs = 738

Group variable: id Number of groups = 246

Wald chi2(6) = 226.60 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 roa Coef Std Err z P>|z| [95% Conf

Interval] mo -.0425754 0267894 -1.59 0.112 -.0950817 0099309 lnassets 013045 0041309 3.16 0.002 0049487 0211414 age -.0008454 0004042 -2.09 0.036 -.0016376 -.0000532 leverage -.2430949 0193473 -12.56 0.000 -.2810149 -.205175 inst 0283984 0130277 2.18 0.029 0028647 0539321 state 1293434 0202294 6.39 0.000 0896945 1689922 _cons 018059 0557054 0.32 0.746 -.0911215 1272395 sigma_u 06800096 sigma_e 03985787 rho 74429326 (fraction of variance due to u_i)

Bài nghiên cứu tiếp tục kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian nhằm chọn ra phương pháp hồi quy tốt hơn trong hai phương pháp Pooled OLS và Random Effect.

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roa[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t]

Estimated results: Var sd = sqrt(Var) roa 010652 1032087 e 0015886 0398579 u 0046241 068001

Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 354.35 Prob > chibar2 = 0.0000

Giả thiết được đưa ra trong kiểm định này như sau:

H0: Phương pháp Random Effect không tốt hơn Pooled OLS

H1: Phương pháp Random Effect ưu việt hơn Pooled OLSKết quả kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian chỉ ra rằng mô hình Random Effect vượt trội hơn mô hình Pooled OLS với mức ý nghĩa 1% Do đó, nghiên cứu này sẽ tiến hành hồi quy bằng phương pháp Fixed Effect.

Bảng 4.6 Kết quả hồi quy theo phương pháp Fixed Effect

xtreg roa mo lnassets age leverage inst state,fe

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 738

Group variable: id Number of groups = 246

F(6,486) = 24.25 corr(u_i, Xb) = -0.9065 Prob > F = 0.0000 roa Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] mo 0472197 0316372 1.49 0.136 -.0149428 1093823 lnassets 0599767 0113777 5.27 0.000 0376211 0823323 age -.0166044 0019634 -8.46 0.000 -.0204621 -.0127466 leverage -.2819157 0302273 -9.33 0.000 -.341308 -.2225234 inst 0299593 0143952 2.08 0.038 0016748 0582438 state -.0012778 0444709 -0.03 0.977 -.0886568 0861013 _cons -.3014061 1447194 -2.08 0.038 -.585759 -.0170532 sigma_u 22968531 sigma_e 03985787 rho 97076678 (fraction of variance due to u_i)

Bài nghiên cứu tiếp tục kiểm định Hausman Test nhằm chọn ra phương pháp hồi quy tốt hơn trong hai phương pháp Fixed Effect và Random Effect.

Bảng 4.7 Kết quả kiểm định Hausman Test

S.E. mo 0472197 -.0425754 0897952 0168297 lnassets 0599767 013045 0469317 0106013 age -.0166044 -.0008454 -.015759 0019213 leverage -.2819157 -.2430949 -.0388208 0232244 inst 0299593 0283984 0015609 0061238 state -.0012778 1293434 -.1306211 0396035 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

Giả thiết được đưa ra trong kiểm định này như sau:

H0: Phương pháp Fixed Effect không tốt hơn Random Effect

H1: Phương pháp Fixed Effect vượt trội hơn Random Effect Kết quả từ kiểm định Hausman Test chỉ ra rằng mô hình Fixed Effect có hiệu quả cao hơn mô hình Random Effect với mức ý nghĩa 1%.

Sau khi xác định phương pháp hồi quy thích hợp, nghiên cứu tiến hành kiểm tra sự thay đổi phương sai và tự tương quan trong mô hình với biến phụ thuộc là ROA.

Giả thiết của phương sai trong mô hình ước lượng OLS (Ordinary Least Squares) yêu cầu phương sai sai số là đồng nhất.

Var (Ui) = σ 2 (với mọi i), σ 2 là một hằng số dương cố định.

Khi đó, phương sai sai số được gọi là không đổi, hay đồng đều, thuần nhất (homoscedasticity hay homoskedasticity).

Khi giả thiết không được thỏa mãn, phương sai sai số ứng với quan sát i là những đại lượng không bằng nhau:

Phương sai của các biến khác nhau, tức là Var(Ui) ≠ Var(Uj) khi i ≠ j, dẫn đến việc σ²i không bằng σ²j Khi đó, phương sai sai số được xem là thay đổi, không đồng đều và không thuần nhất, được gọi là heteroscedasticity hay heteroskedasticity.

Phương sai thay đổi thường xảy ra do một số nguyên nhân chính, bao gồm bản chất các mối quan hệ kinh tế, sai dạng của mô hình hoặc sự xuất hiện của các quan sát dị biệt (outlier) Hiện tượng này thường được quan sát thấy trong dữ liệu chéo hoặc bảng, đòi hỏi phải có những biện pháp xử lý phù hợp để đảm bảo tính chính xác và đáng tin cậy của kết quả phân tích.

Hậu quả của phương sai thay đổi:

 Nếu có xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi thì các ước lượng OLS vẫn là ước lượng tuyến tính và không chệch.

 Tuy nhiên, phương sai của ước lượng không phải là phương sai nhỏ nhất, nghĩa là chúng sẽ không còn hiệu quả nữa.

Các khoảng tin cậy và kiểm định giả thuyết truyền thống dựa trên phân phối t và F không còn đáng tin cậy Việc áp dụng các kỹ thuật kiểm định giả thuyết thông thường có thể dẫn đến kết quả sai lệch.

Nhằm phát hiện phương sai sai số thay đổi, bài nghiên cứu tiến hành kiểm định Modifed Waled Test Kết quả như sau:

Bảng 4.8 Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (246) = 2.2e+06

Giả thiết được đưa ra trong kiểm định này như sau:

H0: Không có phương sai thay đổi

H1: Có phương sai thay đổi Kết quả cho thấy có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình vì hệ số P- value < 5%.

Là hiện tượng xảy ra khi sai số ngẫu nhiên u tại các thời điểm khác nhau tương quan với nhau.

Hiện tượng tự tương quan xuất phát từ các yếu tố kinh tế có tính quán tính, chu kỳ hoặc do tính trễ, trong đó biến phụ thuộc ở thời kỳ t bị ảnh hưởng bởi chính biến đó ở thời kỳ t – 1 Bên cạnh đó, các nguyên nhân chủ quan như xử lý số liệu không chính xác, sai lệch trong lập mô hình và dạng hàm không đúng cũng có thể dẫn đến hiện tượng tự tương quan.

Hậu quả của tự tương quan:

 Không liên quan đến tính không chệch và tính vững của OLS, phương sai các hệ số ước lượng là chệch.

 Kết quả khoảng tin cậy là không đáng tin cậy và nhỏ hơn khoảng tin cậy đúng Kết quả kiểm định các hệ số không đáng tin cậy.

Nhằm kiểm tra tự tương quan, bài nghiên cứu sử dụng Wooldridge Test Kết quả như sau:

Bảng 4.9 Kết quả kiểm tra tự tương quan

xtserial roa mo lnassets age leverage inst state

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

Giả thiết được đưa ra trong kiểm định này như sau:

H0: Không có tự tương quan

H1: Có tự tương quan Kết quả cho thấy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình khi hệ số P-value > 5%

Phương pháp hồi quy Fixed Effect được xem là ưu việt hơn so với hai phương pháp Random Effect và Pooled OLS Trong mô hình Fixed Effect, hiện tượng tự tương quan không xảy ra, tuy nhiên lại tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi.

Phương pháp Fixed Effect được đánh giá là vượt trội hơn so với hai phương pháp Random Effect và Pooled OLS Mặc dù mô hình không gặp phải hiện tượng tự tương quan, nhưng lại tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi khi biến phụ thuộc là ROA.

Jensen và Warner (1988) chỉ ra rằng có hiện tượng nội sinh khi xem xét tỷ lệ cổ phần sở hữu của ban quản lý như một biến giải thích trong nghiên cứu.

Năm 1995, sau khi phân tích các kết quả từ các tác giả khác, kết luận rằng nguyên nhân gây ra sự khác biệt trong mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty là do các vấn đề nội sinh.

Do hiện tượng phương sai thay đổi và khả năng nội sinh, việc ước lượng bằng Pooled OLS, Random Effect hoặc Fixed Effect có thể làm giảm tính vững của mô hình Vì vậy, nghiên cứu này sử dụng phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) để khắc phục những nhược điểm này.

Một thách thức lớn trong việc áp dụng phương pháp GMM là việc lựa chọn biến công cụ Các nhà nghiên cứu tài chính luôn nỗ lực tìm kiếm các biến công cụ có giá trị để kiểm soát hiện tượng nội sinh, nhưng vấn đề này vẫn chưa được giải quyết hoàn hảo Hầu hết các biến thường có sự liên quan với nhau trong bối cảnh kinh doanh hiện đại.

Gi ớ i thi ệ u mô hình GMM

GMM, hay còn gọi là Phương pháp Tổng quát của Khoảng khắc, là một kỹ thuật hồi quy/ước lượng được sử dụng để xác định các tham số trong mô hình thống kê và kinh tế lượng Phương pháp này cho phép ước lượng các tham số cho cả mô hình tham số và phi tham số, giúp nâng cao độ chính xác trong phân tích dữ liệu.

Phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) được Lars Peter Hansen giới thiệu lần đầu vào năm 1982 trong bài viết “Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments Estimators” đăng trên Econometrica GMM là một phương pháp tổng quát, bao gồm nhiều phương pháp ước lượng phổ biến như OLS, GLS và MLE Dù giả thiết nội sinh có thể bị vi phạm, GMM vẫn cung cấp các hệ số ước lượng vững, không chệch và phân phối chuẩn Để ước lượng vector hệ số β, GMM sử dụng một bộ L vector các biến công cụ, với số lượng biến công cụ không ít hơn số biến trong mô hình Biến công cụ phải không tương quan với phần dư, cho phép GMM thay thế giá trị các biến công cụ bằng giá trị trung bình mẫu để tìm vector β thỏa mãn phương trình.

Khi số lượng điều kiện moment vượt quá số biến trong mô hình, phương trình trở nên không xác định một nghiệm duy nhất, dẫn đến tình trạng gọi là Overidentified Để giải quyết vấn đề này, cần tính toán lại nhằm tìm ra giá trị β sao cho các điều kiện moment gần bằng 0 nhất, tức là khoảng cách với giá trị 0 là nhỏ nhất Khoảng cách này được xác định thông qua ma trận ngẫu nhiên, cân xứng và không âm (kích thước L x L), được gọi là ma trận trọng số, thể hiện mức độ đóng góp của các điều kiện moment vào khoảng cách J Phương pháp ước lượng GMM sẽ xác định giá trị ước lượng β để tối thiểu hóa khoảng cách J.

GMM được sử dụng nhiều cho dự liệu mảng (panel data), đặc biệt khi T nhỏ hơn N nhiều lần, hoặc dữ liệu không đồng nhất.

K ế t qu ả ước lượng theo phương pháp GMM

Bài nghiên cứu nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty, đã thực hiện hồi quy mô hình theo phương pháp GMM Nghiên cứu sử dụng mẫu 246 công ty trong ba năm 2011, 2012 và 2013 để thu thập và phân tích dữ liệu.

4.5.1 Kết quả chạy hồi quy

Kết quả hồi qui được trích xuất từ phần mềm Eviews 8

Bảng 4.10 Kết quả mô hình với biến phụ thuộc ROA

Method: Panel Generalized Method of Moments

Instrument specification: C MO(-1) AGE(-1) LEVERAGE(-1) INST(-1)

Constant added to instrument list

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

Adjusted R-squared 0.426330 S.D dependent var 0.102792 S.E of regression 0.077856 Sum squared resid 2.939852

Bảng 4.11 Tóm tắt kết quả thống kê

Biến độc lập Biến phụ thuộc

***, **, * là ba mức ý nghĩa tương ứng với 1%, 5% và 10%.

4.5.2 Khả năng giải thích của mô hình

Hệ số R² hiệu chỉnh của mô hình đạt 42,63%, cho thấy các biến độc lập giải thích được 42,63% biến động của ROA Mặc dù giá trị này không cao, nhưng hầu hết các biến trong cả hai mô hình đều có ý nghĩa thống kê.

4.5.3 Quan hệ thực nghiệm giữa các biến độc lập và phụ thuộc

 Quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty

Hệ số hồi quy của biến MO trong mô hình là -0,089875 với mức ý nghĩa 5%, cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty.

Kết quả này giống với kết quả của Khalil-Ur-Rehman Wahla, Syed ZulfiqarAli Shah và Zahid Hussain (2012).

Kết quả ban đầu chỉ ra mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty, nhưng theo nghiên cứu của Morck và cộng sự (1988), Hermalin và Weisbach (1988), McConnell và Servaes (1990), Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), có thể tồn tại mối quan hệ phi tuyến Điều này cho thấy rằng không thể khẳng định thành phần sở hữu ban quản lý chỉ tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động công ty Thực tế, có thể tại một tỷ lệ sở hữu nhất định, khi tỷ lệ này tăng, hiệu quả hoạt động công ty cũng sẽ tăng theo Bài nghiên cứu sẽ tiếp tục kiểm tra mối quan hệ này thông qua các mô hình hồi quy trong phần 4.5.

Giả thiết H 1 (Tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty) được chấp nhận.

 Quan hệ giữa qui mô và hiệu quả hoạt động công ty

Hệ số hồi quy của biến LN(ASSETS) trong mô hình là 0.014413 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy mối quan hệ tích cực giữa tổng tài sản của công ty và hiệu quả hoạt động Điều này chỉ ra rằng các công ty có tổng tài sản lớn hơn thường đạt được hiệu quả hoạt động cao hơn.

Kết quả nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) cho thấy sự trái ngược, nhưng vẫn đạt ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% trong mẫu các công ty niêm yết tại Việt Nam.

Kết quả nghiên cứu bác bỏ giả thiết H3, cho thấy không có mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và hiệu quả hoạt động của công ty Thay vào đó, nghiên cứu chỉ ra rằng có một mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa kích thước công ty và hiệu quả hoạt động.

 Quan hệ giữa thời gian hoạt động và hiệu quả hoạt động công ty

Trong mô hình phân tích với biến phụ thuộc là ROA, biến AGE có hệ số hồi quy là -5.74E-05 và không đạt ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy biến AGE không có ảnh hưởng đáng kể đến ROA, chứng minh rằng thời gian hoạt động của công ty, dù lâu năm hay mới thành lập, không tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Giả thuyết H4, cho rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa thời gian hoạt động và hiệu quả hoạt động của công ty, không được xác nhận khi sử dụng chỉ tiêu ROA để đánh giá hiệu quả hoạt động.

 Quan hệ giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động công ty

Hệ số hồi quy của biến LEVERAGE trong mô hình là -0.241275 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của công ty Điều này chỉ ra rằng, các công ty có mức đòn bẩy tài chính cao sẽ gặp phải tình trạng giảm hiệu quả hoạt động do chi phí lãi vay gia tăng Chi phí lãi vay cao sẽ tác động tiêu cực đến lợi nhuận sau thuế và làm giảm ROA, từ đó ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008).

Giả thiết H 5 (Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của công ty) được chấp nhận.

 Quan hệ giữa sở hữu của tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty

Biến INST trong mô hình có hệ số hồi quy là 0.100836 và thể hiện ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% khi sử dụng biến ROA để đo lường hiệu quả hoạt động của công ty.

Giả thuyết H6, cho rằng có mối quan hệ giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động của công ty, chỉ được xác nhận khi sử dụng chỉ số ROA để đo lường hiệu quả hoạt động.

 Quan hệ giữa sở hữu của nhà nước và hiệu quả hoạt động công ty

Biến STATE trong mô hình có hệ số hồi quy là 0.155490 và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy kết quả nghiên cứu tương đồng với nghiên cứu của Tian và Estrin.

(2005), việc nhà nước nắm giữ cổ phần tại các công ty sẽ giúp nâng cao hiệu quả hoạt động công ty.

Giả thiết H7 cho rằng có mối quan hệ giữa thành phần sở hữu nhà nước và hiệu quả hoạt động của công ty, và mối quan hệ này diễn ra theo chiều hướng tích cực.

M ố i quan h ệ phi tuy ế n gi ữ a hi ệ u qu ả ho ạt độ ng công ty và s ở h ữ u c ủ a ban qu ả n lý 43

Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng có một mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ lệ cổ phần mà ban quản lý nắm giữ và hiệu quả hoạt động của công ty Morck và các cộng sự đã đóng góp vào hiểu biết này.

Nghiên cứu của các tác giả khác nhau về mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động công ty và tỷ lệ sở hữu của ban quản lý đã cho ra những kết quả khác nhau Năm 1988, một nghiên cứu cho thấy hiệu quả hoạt động công ty tăng lên cho đến khi tỷ lệ sở hữu đạt 5%, sau đó giảm từ 5% đến 25% Hermalin và Weisbach (1988) phát hiện rằng hiệu quả hoạt động tăng từ 0% đến 1%, giảm từ 1% đến 5%, tăng trở lại từ 5% đến 20% và giảm khi tỷ lệ sở hữu vượt 20% McConnell và Servaes (1990) cũng tìm thấy mối quan hệ đường cong, với hiệu quả hoạt động tăng cho đến khi tỷ lệ sở hữu đạt 40% đến 50% rồi giảm xuống Đặc biệt, Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) đã chỉ ra rằng mối quan hệ này là phi tuyến, với các điểm uốn xảy ra khi tỷ lệ sở hữu vượt 50%.

Trong phần 4.5, kết quả mô hình cho thấy mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty là ngược chiều nhau Tuy nhiên, cần xác định liệu mối quan hệ này chỉ dừng lại ở mức độ tuyến tính hay còn có mối quan hệ phi tuyến Để làm rõ vấn đề này, nghiên cứu đã tiến hành các mô hình hồi quy nhằm kiểm tra mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty, dựa trên phương pháp của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008).

Mô hình sử dụng biến MO

ROAit = β0 + β 1 *MO it + β2*Ln(ASSETSit) + β3*AGEit + β4*LEVERAGEit + β5*INSTit + β6*STATEit + εit

Mô hình hồi quy đa thức khi sử dụng thêm biến bình phương giá trị của MO, ký hiệu là MO2

ROAit = β0 + β 1 *MO it + β 2 *MO2 it + β3*Ln(ASSETSit) + β4*AGEit + β5*LEVERAGEit + β6*INSTit + β7*STATEit + εit

Mô hình sử dụng Logarit tự nhiên của MO, ký hiệu là Ln(MO)

ROAit = β0 + β 1 *Ln(MO it ) + β2*Ln(ASSETSit) + β3*AGEit + β4*LEVERAGEit + β5*INSTit + β6*STATEit + εit

 ROA (Return On Assets): Lợi nhuận trên tổng tài sản

 MO (Managerial Ownership): Tỷ lệ cổ phần sở hữu của ban quản lý công ty

 MO2it (Managerial Ownership Squared): Bình phương tỷ lệ sở hữu của ban quản lý công ty

 ASSETS (Total Assets): Tổng tài sản của công ty

 AGE (Firm’s Age): Thời gian hoạt động của công ty

 LEVERAGE (Financial Leverage): Đòn bẩy tài chính của công ty

 INST (Institutions): Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi các tổ chức trong nước

 STATE (State Ownership): Tỷ lệ cổ phần sở hữu bởi nhà nước

 β1-8: Các hệ số hồi quy của các biến ước lượng

 ε: Phần dư của mô hình

 i: số công ty trong mẫu 246 công ty

 t: năm tương ứng cho từng công ty (gồm 3 năm: 2011, 2012 và 2013)Kết quả sau khi chạy hồi quy lần lượt sáu mô hình trên phần mềm Eviews 8:

Bảng 4.12 Kết quả Mô hình (1)

Method: Panel Generalized Method of Moments

Instrument specification: C MO(-1) AGE(-1) LEVERAGE(-1) INST(-1)

Constant added to instrument list

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

Adjusted R-squared 0.426330 S.D dependent var 0.102792 S.E of regression 0.077856 Sum squared resid 2.939852

Bảng 4.13 Kết quả Mô hình (2)

Method: Panel Generalized Method of Moments

Instrument specification: C MO(-1) MO2(-1) AGE(-1) LEVERAGE(-1) INST(-

Constant added to instrument list

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

Adjusted R-squared 0.439287 S.D dependent var 0.102792 S.E of regression 0.076972 Sum squared resid 2.867526

Bảng 4.14 Kết quả Mô hình (3)

Method: Panel Generalized Method of Moments

Instrument specification: C LNMO(-1) AGE(-1) LEVERAGE(-1) INST(-1) STATE(-

Constant added to instrument list

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

Adjusted R-squared 0.495667 S.D dependent var 0.102792 S.E of regression 0.072999 Sum squared resid 2.584524

Bảng 4.15 Tóm tắt kết quả hồi qui

Biến độc lập Biến phụ thuộc

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3

***, **, * là ba mức ý nghĩa tương ứng với 1%, 5% và 10%.

Bảng 4.15 trình bày kết quả hồi quy tóm tắt cho kiểm định, trong đó biến MO (Thành phần sở hữu của ban quản lý) được xác định bằng tỷ lệ phần trăm vốn chủ sở hữu của công ty do người quản lý nắm giữ Ba hàm được sử dụng để mô tả quyền sở hữu bao gồm hàm tuyến tính, hàm bậc hai và hàm logarit Do tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý có thể bằng 0%, bài nghiên cứu giả định rằng trong trường hợp này, tỷ lệ sở hữu sẽ là 0,1% để tránh mất giá trị khi tính logarit, dựa trên nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008).

Hầu hết các biến trong ba mô hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%, và dấu hiệu của các biến vẫn được giữ nguyên như trong mô hình gốc ở phần 3.3.

Các mô hình tuyến tính và logarit cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty, với hệ số β của biến sở hữu ban quản lý âm trong cả bốn mô hình Mối quan hệ này luôn có ý nghĩa ở mức 1% và 5%, khẳng định rằng sự tham gia của ban quản lý vào sở hữu công ty có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động.

Tuy nhiên hồi quy bậc hai đối với biến thành phần sở hữu ban quản lý cũng cho kết quả trái ngược nhau trong cột kết quả Mô hình (2).

Hệ số hồi quy của biến phụ thuộc MO có giá trị âm (-0.604385), trong khi hệ số của biến MO2 lại dương (1.105814), cả hai đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Điều này cho thấy tỷ lệ cổ phần của ban quản lý tác động khác nhau đến hiệu quả hoạt động của công ty, cho thấy mối quan hệ giữa sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động là phi tuyến Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ phi tuyến giữa sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty (Morck và cộng sự, 1988; Hermalin và Weisbach, 1988; McConnell và Servaes, 1990; Yifan Hu và Xianming Zhou, 2008).

Mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty, được đo bằng chỉ số ROA, là phi tuyến Nghiên cứu sẽ xác định mức sở hữu tại đó ROA chuyển từ giảm dần sang tăng dần hoặc ngược lại Đặc điểm của hàm số bậc hai với biến độc lập là tỷ lệ sở hữu và biến phụ thuộc là ROA cho thấy mức sở hữu cần thiết để hàm số ROA đảo chiều chính là điểm cực trị trong hàm số.

ROA it = β 0 + β 1 *MO it + β 2 *MO2 it + β 3 *Ln(ASSETS it ) + β 4 *AGE it + β 5 *LEVERAGE it + β 6 *INST it + β 7 *STATE it + ε it

Trong mô hình hàm số bậc hai y=ax² +bx, biến MO đóng vai trò là biến chính để phân tích sự tăng giảm của hàm số Biến ROA được xác định là y, trong khi biến MO được xem là x, và hệ số β2 tương ứng với hệ số a trong mô hình này.

Bảng 4.16 Bảng biến thiên của đồ thị hàm số Hệ số a > 0

Với các hệ số hồi quy từ phần mềm Eviews 8, phương trình hồi quy có thể được viết lại như sau:

ROA = -0.604385470013*MO + 1.10581445808*MO2 + 0.0119973781271*LNASSETS + 2.7044690259e-05*AGE - 0.227728863982*LEVERAGE + 0.0721172917326*INST + 0.12221223403*STATE Qua việc đạo hàm hàm số theo biến MO, nghiên cứu chỉ ra rằng hàm số có hình dạng chữ U, với điểm cực tiểu được xác định tại MO = 27,3% Điều này cho thấy mối quan hệ giữa ROA và MO có tính chất không tuyến tính, ảnh hưởng đến các yếu tố tài chính khác như tài sản, độ tuổi và đòn bẩy.

Hiệu quả hoạt động của công ty giảm khi tỷ lệ cổ phần do ban quản lý nắm giữ tăng lên 27,3% Tuy nhiên, sau mức này, hiệu quả hoạt động lại tăng khi tỷ lệ sở hữu của ban quản lý tiếp tục gia tăng Điều này cho thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty mang tính phi tuyến, với hình dạng giống như chữ U.

Mặc dù mô hình hồi quy từ nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008) cho thấy mối quan hệ phi tuyến giữa hiệu quả hoạt động công ty và sở hữu cổ phần của ban giám đốc, nhưng kết quả này không phù hợp với dữ liệu của các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu trước đó đã chỉ ra rằng mối quan hệ này có hình dạng chữ U ngược, với điểm uốn xảy ra khi tỷ lệ sở hữu vượt quá 50%.

Từ các kết quả của mô hình (1), (2), (3) bài nghiên cứu đi đến kết luận giả thiết:

Giả thiết H 2 (Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty) được chấp nhận.

T ổ ng k ế t k ế t qu ả nghiên c ứ u

Bảng 4.17 Tóm tắt kết quả nghiên cứu

Biến độc lập Kết quả bài nghiên cứu Kết quả của Yifan Hu và

Mối quan hệ phi tuyến, có dạng hình “chữ U” với biến phụ thuộc là ROA

Mối quan hệ phi tuyến, có dạng hình

“chữ U ngược” với biến phụ thuộc ROA

Ln(ASSETS) Cùng chiều Ngược chiều

AGE Không có ý nghĩa thống kê Cùng chiều

LEVERAGE Ngược chiều Ngược chiều

INST Cùng chiều Cùng chiều

STATE Cùng chiều Ngược chiều

Nghiên cứu chỉ ra rằng mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty là phi tuyến, cụ thể là hình chữ U Khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý đạt 27,3%, chỉ số ROA bắt đầu chuyển từ xu hướng giảm sang tăng khi ban quản lý nắm giữ thêm cổ phần.

Quy mô công ty ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Thời gian hoạt động không phải là yếu tố giải thích chính cho hiệu quả công ty Ngược lại, đòn bẩy tài chính có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.

Nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty.

Thành phần sở hữu nhà nước cũng có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động công ty như thành phần sở hữu tổ chức.

KẾ T LU Ậ N VÀ H Ạ N CH Ế C ỦA ĐỀ TÀI

K ế t lu ậ n

Nghiên cứu này phân tích các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh, nhằm cung cấp bằng chứng về mối liên hệ giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty tại Việt Nam.

Nghiên cứu chỉ ra rằng mối liên hệ giữa tỷ lệ sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty có hình dạng phi tuyến, cụ thể là hình chữ U Khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của ban quản lý đạt 27,3%, chỉ số ROA sẽ chuyển từ xu hướng giảm sang xu hướng tăng khi ban quản lý nắm giữ thêm cổ phần.

Kết quả hồi quy từ các mô hình đã giải quyết được 7 giả thiết đưa ra trong phần 3.2:

Giả thiết H1 cho thấy mối quan hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty là có thật Sự hiện diện của ban quản lý nắm giữ cổ phần có ảnh hưởng lớn đến hiệu quả kinh doanh Các đơn vị kiểm toán, nhà đầu tư, ngân hàng và cơ quan thuế có thể dựa vào tỷ lệ nắm giữ cổ phần của ban quản lý để đánh giá tổng thể hiệu quả công ty, từ đó đưa ra các quyết định đầu tư và giải ngân phù hợp.

 Giả thiết H 2 (Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu của ban quản lý và hiệu quả hoạt động công ty) được chấp nhận.

Mối quan hệ hình chữ U trong bài viết cho thấy rằng điểm uốn chuyển đổi tại 27,3% Nếu tỷ lệ sở hữu của ban quản lý dưới 27,3%, việc nắm giữ thêm cổ phần sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của công ty Ngược lại, nếu tỷ lệ này lớn hơn 27,3%, việc tăng cường sở hữu sẽ nâng cao hiệu quả hoạt động Do đó, các tổ chức và nhà đầu tư nên hướng đến những công ty có tỷ lệ sở hữu cổ phần rất thấp hoặc rất cao để đạt được hiệu quả hoạt động tối ưu.

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng giả thiết H3, cho rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và hiệu quả hoạt động của công ty, đã bị bác bỏ Thay vào đó, nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa quy mô và hiệu quả hoạt động của công ty.

Nghiên cứu chỉ ra rằng các công ty có quy mô lớn, được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản, thường có hiệu quả hoạt động cao hơn Vì vậy, khi đánh giá hiệu quả của một công ty, có thể xem xét tổng tài sản trên bảng cân đối kế toán của họ.

 Giả thiết H 4 (Tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa thời gian hoạt động và hiệu quả hoạt động của công ty) bị bác bỏ.

Thời gian hoạt động của công ty, dù ngắn hay dài, không phải là yếu tố quyết định đến hiệu quả làm việc của họ Hiệu suất của một công ty không thể được đánh giá chỉ dựa trên thời gian tồn tại, cho dù đó là một doanh nghiệp lâu đời hay một công ty mới thành lập.

 Giả thiết H 5 (Tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa đòn bẩy tài chính và hiệu quả hoạt động của công ty) được chấp nhận.

Việc sử dụng nợ có thể giúp doanh nghiệp khai thác nguồn vốn bên ngoài để đầu tư, nhưng chi phí lãi vay là một yếu tố quan trọng cần cân nhắc Nghiên cứu cho thấy rằng việc lạm dụng nợ không có lợi cho công ty, vì nó có thể làm giảm hiệu quả hoạt động Cụ thể, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) sẽ bị ảnh hưởng tiêu cực khi doanh nghiệp sử dụng quá nhiều nợ.

 Giả thiết H 6 (Tồn tại mối quan hệ giữa thành phần sở hữu tổ chức và hiệu quả hoạt động công ty) được chấp nhận.

Việc các tổ chức nắm giữ cổ phần trong công ty sẽ nâng cao hiệu quả hoạt động của công ty Các tổ chức và định chế tài chính, với kinh nghiệm quản lý nguồn vốn và tìm kiếm cơ hội đầu tư đa ngành, sẽ hỗ trợ công ty trong việc xác định thị trường tiềm năng và các kênh đầu tư hợp lý, từ đó gia tăng hiệu suất hoạt động.

Giả thiết H7 cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa thành phần sở hữu nhà nước và hiệu quả hoạt động của công ty Sự tồn tại của mối quan hệ này chỉ ra rằng khi tỷ lệ sở hữu nhà nước tăng lên, hiệu suất hoạt động của công ty cũng có xu hướng cải thiện.

Việc nhà nước nắm giữ cổ phần trong công ty sẽ nâng cao hiệu quả hoạt động nhờ vào các chính sách và quyết định đầu tư hỗ trợ Điều này giúp công ty tận dụng tốt hơn các cơ hội đầu tư và gia tăng lợi nhuận Nghiên cứu cũng đã trả lời hai câu hỏi nghiên cứu đã được đề ra trong mục tiêu.

 Có tồn tại mối liên hệ giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty tại Việt Nam.

Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa thành phần sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của công ty, được đo lường thông qua chỉ số ROA.

H ạ n ch ế c ủa đề tài

tài Về mặt dữ liệu:

Các công ty niêm yết trên Sở Giao Dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh thường công bố thông tin không đầy đủ và thiếu sự thống nhất trong cách trình bày báo cáo thường niên, điều này gây khó khăn trong việc thu thập số liệu.

Nhiều công ty không công bố đầy đủ các báo cáo thường niên, dẫn đến việc chỉ có sẵn báo cáo từ năm 2012 hoặc các năm trước đó Điều này gây khó khăn cho việc theo dõi và đánh giá hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp trong thời gian gần đây.

2010, 2012, 2013 nhưng không có 2011, 2012 hoặc 2013 Chính vì vậy gây khó khăn trong quá trình thu thập số liệu.

Cách trình bày báo cáo thường niên của các công ty tại Việt Nam không đồng nhất, với mỗi công ty có phương thức riêng và phần cơ cấu sở hữu khác nhau, gây khó khăn cho việc thống kê số liệu Việc thu thập số liệu diễn ra thủ công với 738 báo cáo thường niên, dễ dẫn đến sai sót Để chọn số lượng công ty lớn từ các ngành (trừ tài chính và ngân hàng) mà không công bố đầy đủ báo cáo trong nhiều năm, nghiên cứu chỉ giới hạn trong ba năm, do đó không xem xét tác động dài hạn của các biến đến hiệu quả hoạt động công ty.

Trong nghiên cứu của Yifan Hu và Xianming Zhou (2008), các tác giả đã phát triển một mô hình để đo lường hiệu quả hoạt động của công ty thông qua biến Giá trị gia tăng (Value Added) Biến này được xác định bằng một công thức cụ thể.

Sản Phẩm Trung Gian (Value Added) = Doanh Thu (Sales) – Sản Phẩm Trung Gian (Intemediate Goods)

Do không thu thập được số liệu về sản phẩm trung gian, học viên không thể thực hiện mô hình thứ hai của tác giả Mô hình này có dạng: ln(VA it) = α + β1 x(MO i) + β2 x ln(Capital it) + β3 x ln(Labor it) + ∑ γ j X it + ε it j.

Trong đó: i là doanh nghiệp thứ i và t là năm thứ t, α là hằng số trong∑ mô γ h j

Tổng tài sản của công ty được ký hiệu là Xìn it h, trong khi số lượng nhân viên là Labor Biến giả MO đại diện cho việc ban quản lý có nắm giữ cổ phần hay không, với giá trị 1 khi có và 0 khi không Biến độc lập được ký hiệu là X tj, và sai số ước lượng là ɛit Các biến này đo lường những đặc điểm khác nhau của doanh nghiệp, bao gồm số năm hoạt động (AGE), đòn bẩy tài chính (LEVERAGE), sở hữu tổ chức (INST) và sở hữu nhà nước (STATE), tất cả đều ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của công ty.

5.3 Hướng nghiên cứu tiếp theo

Do khó khăn trong việc thu thập dữ liệu về Giá trị tăng thêm (Value Added), nghiên cứu không thể triển khai mô hình với biến phụ thuộc này Nếu trong tương lai công ty công bố thông tin về doanh số bán hàng và sản phẩm trung gian, chỉ tiêu Value Added sẽ có thể được tính toán và mô hình sẽ được thực hiện Điều này sẽ tạo ra một thước đo mới để đánh giá hiệu quả hoạt động của công ty trong nghiên cứu định lượng.

Bài nghiên cứu hiện tại chưa áp dụng cho dữ liệu ngành ngân hàng, nhưng hy vọng trong tương lai sẽ có nhiều nghiên cứu nhằm khắc phục hạn chế này Mục tiêu là khám phá mối quan hệ giữa cấu trúc sở hữu ban quản lý và hiệu quả hoạt động của các công ty, ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

1.Agrawal, A and Knoeber, C.R, (1996) Firm Performance and Mechanisms to Control Agency Problem between Managers and Shareholders Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol 31, no.3, pp.377-397.

2.Alchian, A.A (1950) Uncertainty, evolution, and economic theory The Journal of

Political Economy, vol 58, no 3, pp 211.

3.Atkinson, A.B & Stiglitz, J.E (1980) Lectures on public economics McGraw-

4 Barclay, M.J & Holderness, C.G (1989) Private benefits from control of public Corporations Journal of Financial Economics, vol 25, no 2, pp 371.

5 Beaver, W., Kettler, P & Scholes, M (1970) The Association Between Market Determined and Accounting Determined Risk Measures The Accounting Review, vol 45, no 4, pp 654.

6.Becker, G.S (1962) Irrational behavior and economic theory Journal of political economy, vol 70, no 1, pp 1.

7.Berle, A., Means, G., (1932) The modern corporation and private property.

8.Berk, J & DeMarzo, P 2007 Corporate finance, International ed Edn.

9.Burkart, M., Gromb, D & Panunzi, F (1997) Large shareholders, monitoring, and the value of the firm The Quarterly Journal of Economics, vol 112, no 3, pp 693.

10 Clay D G (2001), “Institutional Ownership, CEO Incentives, and Firm Value”,

Ph.D Dissertation, University of Chicago.

11 Coffee Jr, J.C (1999) The future as history: the prospects for global convergence in corporate governance and its implications NorthwesternUniversity Law Review, vol 93, no 3, pp 641.

12 Coffee, J.C (1991) Liquidity versus control: the institutional investor as corporate monitor Columbia Law Review, vol 91, no 6, pp 1277.

13 Demsetz, H., Lehn, K., (1985) The structure of corporate ownership: Causes and consequences Journal of Political Economy 93, 1155-1177.

14 Denis, D.K & McConnell, J.J 2003 International Corporate Governance.

The Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol 38, no 1, pp 1.

15 Duggal, R & Millar, J.A (1999) Institutional ownership and firm performance: The case of bidder returns Journal of Corporate Finance, vol 5, no.

16 Dyck, A & Zingales, L (2004) Private Benefits of Control: An International Comparison The Journal of Finance, vol 59, no 2, pp 537.

17 Edwards, J & Nibler, M (2000) Corporate governance in Germany: the role of banks and ownership concentration Economic Policy, vol 15, no 31, pp 237.

18 Fama, E.F & Jensen, M.C (1983) Agency problems and residual claims The

Journal of Law & Economics, vol 26, no 2, pp 327-349.

19 Fama, E.F & Jensen, M.C (1983) Separation of Ownership and Control The Journal of Law & Economics, vol 26, no 2, pp 301-325.

20 Friedman, M (1953) Essays in positive economics The University of Chicago Press, Chicago.

21 Gross, K (2007) Equity Ownership and Performance: An Empirical Study of German Traded Companies Physica Verlag, Germany.

22 Grout, P.A & Stevens, M (2003) The assessment: financing and managing public services Oxford Review of Economic Policy - LA English, vol 19, no 2, pp 215.

23 Hand, J.R.M (1990) A Test of the Extended Functional Fixation Hypothesis.

The Accounting Review, vol 65, no 4, pp 740.

24 Hartzell, J.C & Starks, L.T (2003) Institutional Investors and Executive Compensation The Journal of Finance, vol 58, no 6, pp 2351.

25 Hermalin, B.E and Weisbach, M.S., (1988) The Determinants of Board Composition Rand Journal of Economics 19, pp.589-606.

26 Hill, C.W.L & Jones, G.R (1992) Strategic management: an integrated approach, 2nd edition edn Houghton Mifflin Co., Boston, Mass.

27 Himmelberg, C., Hubbard, R., Palia, D., (1999) Understanding the determinants of managerial ownership and the link between ownership and performance Journal of Financial Economics 53, 353–384.

28 Holderness, C.G.G (2003) A survey of blockholders and corporate control.

Economic policy review, vol 9, no 1, pp 51-63.

29 Jensen, M., Meckling, W., (1976) Theory of the firm: Managerial behaviour, agency costs and ownership structure Journal of Financial Economics 3, 305–360.

30 Jensen MC, Warner JB 1988 The distribution of power among corporate managers, shareholders, and directors Journal of Financial Economics 20: 3-24.

31 Jia, J., Sun, Q., & Tong, W (2005) Privatization through an overseas listing: Evidence from China’s H-share firms Financial Management, 34,3–30.

32 Karpoff, J.M., Malatesta, P.H & Walkling, R.A (1996) Corporate governance and shareholder initiatives: Empirical evidence Journal of Financial Economics, vol 42, no 3, pp 365.

33 Khalil-Ur-Rehman Wahla, Syed Zulfiqar Ali Shah và Zahid Hussain (2012). Impact of Ownership Structure on Firm Performance Evidence from Non-Financial Listed Companies at Karachi Stock Exchange International Research Journal of Finance and Economics.

34 Kole, S.R (1995) Managerial Ownership and Firm Performance: Incentives or Rewards? Advances in Financial Economics, Vol.2, pp.119-149.

35 La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A & Vishny, R.W 1998 Law and Finance Journal of Political Economy, vol 106, no 6, pp 1113.

36 Larner, R.J (1966) Ownership and control in the 200 largest nonfinancial corporations, 1929-1963 The American Economic Review, vol 56, no 4, pp 777.

37 Le, T.V & Buck, T 2011 State ownership and listed firm performance: a universally negative governance relationship? Journal of Management & Governance, vol 15, no 2, pp 227.

38 McConnell, J., Servaes, H., (1990) Additional evidence on equity ownership and corporate value Journal of Financial Economics 27, 595–612.

39 Meade, J.E (1948) Planning and the price mechanism: The liberal-socialist solution George Allen&Unvin Ltd., London.

40 Megginson, W.L., Nash, R.C & Van Randenborgh, M (1994) The Financial and Operating Performance of Newly Privatized Firms: An International Empirical Analysis The Journal of Finance, vol 49, no 2, pp 403.

41 Morck, R., Shleifer, A., Vishny, R., (1988) Management ownership and market valuation Journal of Financial Economics 20, 293–315.

42 Pagano, M & Rửell, A (1998) The choice of stock ownership structure: agency costs, monitoring, and the decision to go public The Quarterly Journal of

43 Porter, M.E (1992) Capital choices: changing the way america invests in industry Journal of Applied Corporate Finance, vol 5, no 2, pp 4.

44 Pound, J (1988) The information effects of takeover bids and resistance.

Journal of Financial Economics, vol 22, no 2, pp 207.

45 Radice, H.K (1971) Control type, profitability and growth in large firms: an empirical study The Economic Journal, vol 81, no 323, pp 547.

46 Rosenberg, B (1976) Prediction of Beta from Investment Fundamentals:Part One, Prediction Criteria Financial Analysts Journal, vol 32, no 3, pp 60.

47 Shleifer, A & Vishny, R.W (1986) Large Shareholders and Corporate Control The Journal of Political Economy, vol 94, no 3, pp 461.

48 Short, H (1994) Ownership, control, financial structure and the performance of firms Journal of Economic Surveys, vol 8, no 3, pp 203.

49 Stulz, R.M (1988) Managerial Control of Voting Rights: Financing Policies and the Market for Corporate Control Journal of Financial Economics, vol 20, no 1,2, pp 25.

50 Taylor, W (1990) Can Big Owners Make a Big Difference? Harvard business review, vol 68, no 5, pp 70.

51 Thompson, D.J (1976) Sources of Systematic Risk inCommon Stocks The Journal of Business, vol 49, no 2, pp 173.

52 Tian, L., & Estrin, S (2005) Retained state shareholding in Chinese Plcs: does government ownership reduce corporate value? Working Paper No 750, William Davidson Institute.

53 Wahal, S (1996) Pension Fund Activism and Firm Performance Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol 31, no 1, pp 1.

54 Wei, Z., Xie, F., Zhang, S., (2005) Ownership structure and firm value in China’s privatized firms: 1991–2001 Journal of Financial and Quantitative Analysis 40, 87- 108.

55 Yifan Hu and Xianming Zhou (2008) The performance effect of managerial ownership: Evidence from China Journal of Banking & Finance 32, 2099-2110.

56 Zingales, L (1994) The Value of the Voting Right: A Study of the MilanStock Exchange Experience Review of Financial Studies, vol 7, no 1, pp 125.

PHỤ LỤC: DANH SÁCH CÁC CÔNG TY

Mã CK Tên Công Ty Ngành Nghề Kinh Doanh

AAM CTTP Thủy sản Mekong Thực phẩm và đồ uống

ABT CTTP Thủy sản Bến Tre Thực phẩm và đồ uống

ACL CTTP Thủy sản CL An Giang Thực phẩm và đồ uống

AGF CTTP Thủy sản An Giang Thực phẩm và đồ uống

ALP CTTP ALPHANAM Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

ANV CTTP Thủy sản Nam Việt Thực phẩm và đồ uống

ASM CTTP Sao Mai An Giang Thực phẩm và đồ uống

ASP CTTP Dầu khí An Pha Điện, nước & xăng dầu khí đốt

ATA CTTP NTACO Thực phẩm và đồ uống

AVF CTTP Thủy sản Việt An Thực phẩm và đồ uống

BBC CTTP Bánh kẹo BIBICA Thực phẩm và đồ uống

BCE CTTP XD và GT Bình Dương Xây dựng và Vật liệu

BGM CTTP Khoáng sản Bắc Giang Tài nguyên Cơ bản

BHS CTTP Đường Biên Hòa Thực phẩm và đồ uống

BMC CTTP Khoáng sản Bình Định Tài nguyên Cơ bản

BMP CTTP Nhựa Bình Minh Xây dựng và Vật liệu

BTT CTTP TM - DV Bến Thành Bán lẻ

C21 CTTP Thế kỷ 21 Bất động sản

C32 CTTP Đầu tư Xây dựng 3-2 Xây dựng và Vật liệu

C47 CTTP Xây dựng 47 Xây dựng và Vật liệu

CCI CTTP CIDICO Bất động sản

CCL CTTP ĐT&PT Dầu khí Cửu Long Bất động sản

CDC CTTP Chương Dương Corp Xây dựng và Vật liệu

CIG CTTP Xây dựng COMA 18 Xây dựng và Vật liệu

CII CTTP Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM Xây dựng và Vật liệu

CLP CTTP Thủy sản Cửu Long Thực phẩm và đồ uống

CMG CTTP Tập đoàn CMC Công nghệ Thông tin

CMT CTTP CN mạng và Truyền thông Công nghệ Thông tin

CMV CTTP Thương nghiệp Cà Mau Bán lẻ

CMX CTTP Chế biến Thủy sản Cà Mau Thực phẩm và đồ uống

CNG CTTP CNG Việt Nam Điện, nước & xăng dầu khí đốt

CNT CTTP XD và Kinh Doanh C&T Xây dựng và Vật liệu

COM CTTP Vật tư Xăng dầu Bán lẻ

CTD CTTP Xây dựng Cotec Xây dựng và Vật liệu

CTI CTTP Cường Thuận IDICO Xây dựng và Vật liệu

D2D CTTP Phát triển Đô thị số 2 Bất động sản

DAG CTTP Nhựa Đông Á Hóa chất

DCL CTTP Dược phẩm Cửu Long Y tế

DCT CTTP Tấm lợp VLXD Đồng Nai Xây dựng và Vật liệu

DHC CTTP Đông Hải Bến Tre Tài nguyên Cơ bản

DHG CTTP Dược Hậu Giang Y tế

DHM CTTP Khoáng sản Dương Hiếu Tài nguyên Cơ bản

DIC CTTP ĐT và TM DIC Xây dựng và Vật liệu

DLG CTTP Đức Long Gia Lai Tài nguyên Cơ bản

DMC CTTP Dược phẩm DOMESCO Y tế

DQC CTTP Bóng đèn Điện Quang Hàng cá nhân & Gia dụng

DRC CTTP Cao su Đà Nẵng Ô tô và phụ tùng

DRH CTTP Đầu tư Căn Nhà Mơ Ước Bất động sản

DTL CTTP Đại Thiên Lộc Tài nguyên Cơ bản

DTT CTTP Kỹ nghệ & Nhựa Đô Thành Hóa chất

DXG CTTP Địa ốc Đất Xanh Bất động sản

DXV CTTP Xi măng & VLXD Đà Nẵng Xây dựng và Vật liệu

ELC CTTP Phát triển Công nghệ ĐT-VT Công nghệ Thông tin

EMC CTTP Cơ điện Thủ Đức Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

EVE CTTP EVERON Hàng cá nhân & Gia dụng

FCN CTTP Công trình ngầm FECON Xây dựng và Vật liệu

FMC CTTP Thủy sản Sao Ta Thực phẩm và đồ uống

FPT CTTP Tập đoàn FPT Công nghệ Thông tin

GDT CTTP Gỗ Đức Thành Hàng cá nhân & Gia dụng

GIL CTTP XNK Bình Thạnh Hàng cá nhân & Gia dụng

GMC CTTP May Sài Gòn Hàng cá nhân & Gia dụng

GTT CTTP Thuận Thảo Group Du lịch và Giải trí

HAG CTTP Hoàng Anh Gia Lai Bất động sản

HAI CTTP Nông Dược H.A.I Hóa chất

HAP CTTP Tập đoàn Hapaco Tài nguyên Cơ bản

HAR CTTP BĐS An Dương Thảo Điền Bất động sản

HAS CTTP Hacisco Xây dựng và Vật liệu

HAX CTTP Ô tô Hàng Xanh Ô tô và phụ tùng

HBC CTTP Địa ốc Hòa Bình Xây dựng và Vật liệu

HDC CTTP Phát triển Nhà BR-VT Bất động sản

HDG CTTP Xây dựng Hà Đô Bất động sản

HLA CTTP Hữu Liên Á Châu Tài nguyên Cơ bản

HLG CTTP Tập đoàn Hoàng Long Hàng cá nhân & Gia dụng

HOT CTTP Du lịch - DV Hội An Du lịch và Giải trí

HPG CTTP Hòa Phát Tài nguyên Cơ bản

HQC CTTP Địa ốc Hoàng Quân Bất động sản

HSI CTTP Phân bón Hóa sinh Hóa chất

HTL CTTP Ô tô Trường Long Ô tô và phụ tùng

HU1 CTTP Xây dựng HUD1 Xây dựng và Vật liệu

HVG CTTP Thủy sản Hùng Vương Thực phẩm và đồ uống

ICF CTTP Đầu tư & TM Thủy sản Thực phẩm và đồ uống

IDI CTTP Đầu tư và PT Đa Quốc Gia Thực phẩm và đồ uống

ITA CTTP Đầu tư CN Tân Tạo Bất động sản

ITC CTTP Đầu tư kinh doanh Nhà Bất động sản

JVC CTTP Thiết bị Y tế Việt Nhật Y tế

KAC CTTP Địa ốc Khang An Bất động sản

KBC CTTP TCT Đô thị Kinh Bắc Bất động sản

KDC CTTP Bánh kẹo Kinh đô Thực phẩm và đồ uống

KDH CTTP Nhà Khang Điền Bất động sản

KMR CTTP MIRAE Hàng cá nhân & Gia dụng

KSA CTTP CN Khoáng sản Bình Thuận Tài nguyên Cơ bản

KSS CTTP Na Rì Hamico Tài nguyên Cơ bản

L10 CTTP LILAMA 10 Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

LAF CTTP Chế biến Hàng XK Long An Thực phẩm và đồ uống

LBM CTTP Khoáng sản Lâm Đồng Xây dựng và Vật liệu

LCG CTTP LICOGI 16 Xây dựng và Vật liệu

LCM CTTP Khoáng sản Lào Cai Tài nguyên Cơ bản

LGC CTTP Cơ khí - Điện Lữ Gia Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

LGL CTTP Long Giang Land Bất động sản

LIX CTTP Bột giặt Lix Hàng cá nhân & Gia dụng

LM8 CTTP LILAMA 18 Xây dựng và Vật liệu

LSS CTTP Mía đường Lam Sơn Thực phẩm và đồ uống

MCG CTTP Cơ điện và XD VN Xây dựng và Vật liệu

MCP CTTP In và Bao bì Mỹ Châu Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

MDG CTTP Xây dựng Miền Đông Xây dựng và Vật liệu

MHC CTTP Hàng hải Hà Nội Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

MPC CTTP Thủy sản Minh Phú Thực phẩm và đồ uống

MTG CTTP MTGAS Điện, nước & xăng dầu khí đốt

NBB CTTP NBB CORP Bất động sản

NHS CTTP Đường Ninh Hòa Thực phẩm và đồ uống

NHW CTTP Ngô Han Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

NKG CTTP Thép Nam Kim Tài nguyên Cơ bản

NSC CTTP Giống cây trồng TW Thực phẩm và đồ uống

NTL CTTP Đô thị Từ Liêm Bất động sản

NVN CTTP Nhà Việt Nam Bất động sản

NVT CTTP Ninh Vân Bay Bất động sản

OPC CTTP Dược phẩm OPC Y tế

PAN CTTP Xuyên Thái Bình Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

PDN CTTP Cảng Đồng Nai Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

PDR CTTP BĐS Phát Đạt Bất động sản

PET CTTP PETROLSETCO Bán lẻ

PIT CTTP XNK PETROLIMEX Bán lẻ

PNC CTTP Văn hóa Phương nam Truyền thông

PNJ CTTP Vàng Phú Nhuận Hàng cá nhân & Gia dụng

POM CTTP Thép Pomina Tài nguyên Cơ bản

PPI CTTP BĐS Thái Bình Dương Bất động sản

PTB CTTP Phú Tài Xây dựng và Vật liệu

PTC CTTP Xây lắp Bưu Điện PTIC Xây dựng và Vật liệu

PXM CTTP Xây lắp Dầu khí Miền Trung Xây dựng và Vật liệu

QCG CTTP Quốc Cường Gia Lai Bất động sản

RAL CTTP Bóng đèn & Phích Rạng Đông Hàng cá nhân & Gia dụng

RDP CTTP Nhựa Rạng Đông Hóa chất

REE CTTP Cơ Điện Lạnh REE Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

SAM CTTP Cáp viễn thông SAM Công nghệ Thông tin

SC5 CTTP Xây dựng Số 5 Xây dựng và Vật liệu

SEC CTTP Mía đường Gia Lai Thực phẩm và đồ uống

SFC CTTP Nhiên liệu Sài Gòn Điện, nước & xăng dầu khí đốt

SFI CTTP Vận tải SAFI Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

SHI CTTP SONHA CORP Tài nguyên Cơ bản

SMA CTTP Thiết bị Phụ tùng Sài Gòn Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

SMC CTTP Đầu tư & TM SMC Tài nguyên Cơ bản

SRC CTTP Cao su Sao Vàng Ô tô và phụ tùng

SRF CTTP SEAREFICO Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

SSC CTTP Giống cây trồng Miền Nam Thực phẩm và đồ uống

ST8 CTTP Thiết bị Siêu Thanh Công nghệ Thông tin

STT CTTP Vận chuyển Sài Gòn Tourist Du lịch và Giải trí

SVC CTTP SAVICO Ô tô và phụ tùng

SVI CTTP Bao bì Biên hòa Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

SVT CTTP Công nghệ SG Viễn Đông Tài nguyên Cơ bản

TCO CTTP Vận tải Duyên Hải Hàng & Dịch vụ Công nghiệp

TCR CTTP Gốm sứ TAICERA Xây dựng và Vật liệu

TDH CTTP Thủ Đức House Bất động sản