GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Nghiên cứu “Quy mô và tính độc lập của HĐQT” tập trung vào vai trò quan trọng của Hội đồng quản trị (HĐQT) trong cấu trúc công ty, với quyền hạn thuê, sa thải và trả thù lao cho đội ngũ điều hành HĐQT là cơ quan quản lý có toàn quyền quyết định các vấn đề liên quan đến lợi ích công ty, chịu trách nhiệm trước cổ đông về hoạt động của công ty và đảm bảo tuân thủ pháp luật cũng như Điều lệ công ty HĐQT đóng vai trò cốt lõi trong quản trị công ty, xây dựng nguyên tắc quản trị hiệu quả, định hướng chiến lược và giám sát quản lý Để đảm bảo chính sách đúng đắn vì lợi ích của công ty và cổ đông, HĐQT cần có thành viên độc lập, những người có năng lực và kinh nghiệm trong việc đưa ra quyết định.
Thành viên HĐQT độc lập đóng vai trò quan trọng trong việc giải quyết xung đột lợi ích giữa cổ đông lớn và cổ đông nhỏ, cũng như giữa cổ đông và những người quản lý công ty Họ giúp giám sát và giảm thiểu nguy cơ lạm dụng quyền hạn, bảo vệ lợi ích chung của công ty, đặc biệt là của cổ đông nhỏ Tỷ lệ thành viên độc lập cao trong HĐQT sẽ hạn chế sự thống trị của các thành viên bên trong và mang đến góc nhìn khách quan từ bên ngoài về chiến lược và quản lý Tuy nhiên, tại Việt Nam, vai trò của thành viên HĐQT độc lập chưa được đánh giá đúng mức và các quy định hiện hành còn hạn chế Các văn bản như Quyết định 12/2007/QĐ-BTC và Thông tư 121/2012/TT-BTC quy định một phần ba tổng số thành viên HĐQT là thành viên độc lập, nhưng vẫn thiếu định nghĩa và tiêu chí rõ ràng Mặc dù có nhiều nghiên cứu về HĐQT và hiệu quả hoạt động của công ty, nhưng chưa có nghiên cứu cụ thể nào về thành viên HĐQT độc lập tại Việt Nam Do đó, tác giả chọn đề tài nghiên cứu này cho luận văn tốt nghiệp của mình.
Nghiên cứu "Yếu tố tác động lên quy mô và tính độc lập của thành viên HĐQT ở các doanh nghiệp tại Việt Nam" nhằm cung cấp cái nhìn mới về vai trò của Hội đồng quản trị và các thành viên độc lập, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này xem xét tác động của các yếu tố đến quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tại các công ty cổ phần niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM trong giai đoạn 2010-2012 Mục tiêu là kiểm tra các cặp câu hỏi nghiên cứu liên quan đến sự ảnh hưởng của các yếu tố này.
Quy mô HĐQT có tương quan với quy mô BKS?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với quy mô BKS?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu cổ đông lớn?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu cổ đông lớn?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu nhà nước?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu nhà nước?
Quy mô HĐQT có tương quan với sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu của ban quản lý?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu ban quản lý?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
- Đối tượng nghiên cứu chính là quy mô HĐQT và thành viên HĐQT độc lập ở các công ty cổ phần
- Phạm vi nghiên cứu là 112 công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE khảo sát trong ba năm từ 2010 đến 2012.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để thu thập và phân tích dữ liệu, sử dụng phần mềm STATA 11 nhằm xác định mối quan hệ giữa các yếu tố với quy mô và thành viên của Hội đồng Quản trị độc lập.
Bố cục của luận văn
Luận văn được cấu trúc như sau: Phần 2 tổng hợp các nghiên cứu liên quan và nêu giả thuyết về các yếu tố ảnh hưởng đến quy mô và tính độc lập của Hội đồng quản trị (HĐQT) Phần 3 trình bày dữ liệu và phương pháp nghiên cứu được sử dụng Phần 4 cung cấp các kết quả nghiên cứu Cuối cùng, phần 5 đưa ra những kết luận chính, chỉ ra những hạn chế của nghiên cứu và đề xuất hướng nghiên cứu mới.
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN VÀ GIẢ THUYẾT VỀ CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG LÊN QUY MÔ VÀ TÍNH ĐỘC LẬP CỦA HĐQT
Các nghiên cứu liên quan
2.1.1 Các nghiên cứu trên thế giới
Các nghiên cứu trước đây đã phát triển nhiều giả thuyết về yếu tố và cấu trúc của Hội đồng quản trị (HĐQT), chủ yếu tập trung vào các nền kinh tế phát triển Boone và các cộng sự (2007) đã nghiên cứu sự phát triển của quy mô HĐQT qua mẫu 1.019 công ty từ thời điểm phát hành cổ phiếu ra công chúng lần đầu đến 10 năm sau Họ đưa ra ba giả thuyết chính: quy mô hoạt động, giám sát và thương lượng Giả thuyết về Quy mô hoạt động cho rằng quy mô và cấu trúc của HĐQT tương ứng với quy mô và sự tăng trưởng của công ty.
Giả thuyết Giám sát cho rằng khi một công ty phát triển sản phẩm mới hoặc mở rộng thị trường, họ sẽ tìm kiếm thành viên HĐQT mới với chuyên môn phù hợp để giám sát quản lý hiệu quả hơn Quy mô và cấu trúc HĐQT phản ánh sự đánh đổi giữa chi phí và lợi ích giám sát; các công ty lớn cần nhiều thành viên HĐQT bên ngoài để tăng cường giám sát Tuy nhiên, hiệu quả giám sát giảm khi quy mô HĐQT lớn do vấn đề ngồi không hưởng lợi Lợi ích giám sát tăng khi các quản lý gạt bỏ lợi ích cá nhân, nhưng giảm khi chi phí giám sát tăng Một quy mô tối ưu bao gồm nhiều thành viên độc lập, giúp giảm chi phí giám sát và tăng lợi ích cá nhân của quản lý Cuối cùng, Giả thuyết Thương lượng cho rằng cấu trúc HĐQT là kết quả của đàm phán giữa CEO và các thành viên độc lập, trong đó CEO sử dụng ảnh hưởng của mình để đạt được thặng dư cho công ty.
Nhiều nghiên cứu gần đây đã mở rộng các giả thuyết của Boone và cộng sự (2007) bằng cách tích hợp thêm nhiều biến để phù hợp với từng quốc gia Guest (2008) đã khảo sát các xu hướng và yếu tố trong cấu trúc hội đồng quản trị (HĐQT) thông qua một mẫu lớn các công ty tại Vương quốc Anh từ 1981 đến 2002 Ông phân tích sự khác biệt giữa môi trường pháp lý và thể chế của Anh và Mỹ, đưa ra giả thuyết rằng quy mô HĐQT ở Anh có thể dẫn đến giám sát kém hơn, do đó cấu trúc HĐQT không bị ảnh hưởng bởi các yếu tố giám sát Ngoài ra, ông chỉ ra rằng cải cách ở Anh mang tính tự nguyện, trái ngược với cải cách bắt buộc ở Mỹ Cấu trúc HĐQT được hình thành bởi các xu hướng dài hạn, nhu cầu tư vấn, ảnh hưởng của CEO và tác động từ cải cách quy chế, trong đó quy mô HĐQT phụ thuộc vào nhu cầu tư vấn và ảnh hưởng của CEO, trong khi tỷ lệ thành viên độc lập lại chịu ảnh hưởng chủ yếu từ CEO.
Còn ở Nga, Iwasaki (2008) thực hiện khảo sát 730 công ty chứng khoán từ tháng
Từ tháng 02 đến tháng 06 năm 2005, 859 nhân viên quản lý cao cấp từ các doanh nghiệp công nghiệp và truyền thông tại 64 khu vực hành chính đã được phỏng vấn để khảo sát sự phát triển tổ chức trong môi trường kinh doanh của nền kinh tế chuyển đổi ở Nga Nghiên cứu chỉ ra rằng các yếu tố cấu thành Hội đồng Quản trị (HĐQT) được chia thành ba nhóm: đàm phán, loại hình doanh nghiệp và hoạt động kinh doanh, trong đó các biến đàm phán có khả năng giải thích đáng kể Bên cạnh đó, bằng chứng thực nghiệm cho thấy hệ thống pháp lý tại Nga và các đặc điểm riêng của nền kinh tế chuyển đổi cũng ảnh hưởng đến cấu trúc HĐQT.
Nghiên cứu của Coles và các cộng sự (2008) đã khảo sát 1.500 công ty ở Mỹ từ 1992 đến 2001, phát hiện rằng các công ty gặp nhiều vấn đề thường cần nhiều tư vấn hơn và có quy mô lớn hơn với nhiều thành viên độc lập Tương tự, nghiên cứu của Linck và các cộng sự (2008) với gần 7.000 công ty từ 1990 đến 2004 cho thấy cấu trúc HĐQT phù hợp với chi phí và lợi ích của vai trò tư vấn và giám sát, không ủng hộ quan điểm rằng quy mô nhỏ với nhiều thành viên độc lập luôn là lựa chọn tốt nhất Cụ thể, các công ty có cơ hội tăng trưởng cao và chi phí nghiên cứu lớn thường có quy mô nhỏ và ít thành viên độc lập, trong khi các công ty lớn lại có quy mô lớn và nhiều thành viên độc lập hơn.
Nghiên cứu của Boone cùng các cộng sự (2007) chỉ ra rằng quy mô và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan dương với quy mô hoạt động của công ty, được đo bằng ba biến: quy mô công ty, tuổi và số ngành hoạt động Đồng thời, mối tương quan này cũng dương với lợi ích cá nhân thông qua tập trung ngành và sự hiện diện của người nắm quyền giám sát, nhưng lại tương quan âm với chi phí giám sát qua bốn biến: giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, chi phí nghiên cứu, lợi nhuận dao động và quyền sở hữu của CEO Kết quả này hỗ trợ lập luận về sự đánh đổi giữa lợi ích và chi phí trong việc gia tăng giám sát công ty Hơn nữa, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan âm với ảnh hưởng của CEO, được đo bằng quyền sở hữu và nhiệm kỳ của CEO, trong khi lại có mối tương quan dương với việc kiềm chế ảnh hưởng của CEO qua sở hữu của thành viên HĐQT độc lập Các nghiên cứu của Linck cùng các cộng sự (2008) và Coles cùng các cộng sự (2008) tại Mỹ, cũng như Lasfer (2006) và Guest (2008) tại Vương quốc Anh, đã cho ra kết quả tương tự.
Nghiên cứu của Prevost và các cộng sự (2002) tại New Zealand cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan dương với quy mô HĐQT và âm với tăng trưởng, trong khi mối quan hệ với sở hữu bên trong khó dự đoán và không có tương quan với nợ hay sở hữu của cổ đông lớn Ngược lại, nghiên cứu của Mak và Li (2001) tại Singapore chỉ ra rằng giám sát doanh nghiệp còn yếu kém với quyền sở hữu tập trung cao và sở hữu của chủ doanh nghiệp trong các công ty tư nhân chiếm tỷ lệ lớn Họ cũng phát hiện mối quan hệ giữa sở hữu doanh nghiệp và cấu trúc HĐQT, với tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan âm với sở hữu của ban quản lý, quy mô HĐQT và sở hữu của nhà nước.
Nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012) tập trung vào các công ty phi tài chính niêm yết tại Thẩm Quyến và Thượng Hải từ 1999 đến 2003, nhằm phân tích quy mô và cấu trúc Hội đồng Quản trị (HĐQT) ở Trung Quốc Họ chỉ ra rằng quy mô HĐQT chủ yếu bị ảnh hưởng bởi các vấn đề nội bộ trong doanh nghiệp, với sự tham gia của các thành viên độc lập được thiết lập thông qua quy chế Các yếu tố quản trị đặc biệt, như cấu trúc sở hữu tập trung cao, có vai trò quan trọng trong việc hình thành quy mô và cấu trúc HĐQT, khi các thành viên nội bộ quản lý và tổ chức bộ máy quản trị Họ cũng can thiệp vào việc thuê các thành viên độc lập bên ngoài để thực hiện chức năng giám sát Đối với các công ty có sở hữu nhà nước cao mà không có sự giám sát từ nhà nước, cơ chế giám sát thay thế được hình thành từ các thành viên độc lập Nghiên cứu còn giới thiệu một số yếu tố quản trị mới có tác động đáng kể, với hai biến khảo sát mới: quy mô BKS và sở hữu nhà nước cũng cho thấy kết quả tích cực, trong đó quy mô BKS có tác động cùng chiều với quy mô HĐQT.
HĐQT, trong khi đó quy mô BKS cùng với sở hữu nhà nước có tác động ngược chiều với thành viên độc lập
2.1.2 Các nghiên cứu tại Việt Nam
Trước khi tiến hành nghiên cứu đề tài, tác giả nhận thấy chưa có nghiên cứu định lượng nào phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quy mô và tính độc lập của Hội đồng Quản trị (HĐQT).
Nghiên cứu về quy mô HĐQT và thành viên HĐQT độc lập đã được thực hiện từ nhiều góc độ khác nhau Phạm Quốc Việt (2010) đã khảo sát ảnh hưởng của các nhân tố điều hành đến hiệu quả hoạt động của công ty cổ phần, sử dụng dữ liệu từ năm 2006 đến 2008 Đỗ Thị Như Quỳnh (2012) đã tiến hành nghiên cứu 100 công ty niêm yết với 304 quan sát từ 2007 đến 2011, nhằm khám phá mối tương quan giữa quản trị công ty và hiệu quả thông qua các đặc tính của HĐQT, bao gồm quy mô HĐQT, tính kiêm nhiệm của chủ tịch, tỷ lệ thành viên độc lập và sở hữu nhà nước Ngoài ra, Phạm Thị Duy Linh (2013) trong luận văn thạc sĩ của mình đã khảo sát 77 công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE với 154 quan sát trong hai năm để nghiên cứu ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu và cơ chế điều hành lên chi phí đại diện.
Từ năm 2010 đến 2011, nghiên cứu tập trung vào các biến cấu trúc sở hữu và đặc điểm của Hội đồng quản trị (HĐQT) Các yếu tố được khảo sát bao gồm tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ của các thành viên HĐQT và Ban Giám đốc (BGĐ), tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông lớn bên ngoài (từ 5% trở lên), số lượng thành viên HĐQT, và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập.
Tại Việt Nam, phần lớn doanh nghiệp vừa và nhỏ có mức độ sở hữu tập trung cao, với nhiều công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nước lớn Mô hình quản trị tại các công ty cổ phần thường tương tự như các nền kinh tế mới nổi, với số lượng cổ đông trong ban quản lý chiếm ưu thế, thông tin công bố thường hạn chế và đôi khi không chính xác Do đó, cần có thêm nghiên cứu để hiểu rõ tác động của các yếu tố đến quy mô và số lượng thành viên độc lập trong Hội đồng Quản trị của các công ty niêm yết, đặc biệt trong bối cảnh pháp lý chưa hoàn thiện tại Việt Nam.
Các giả thuyết nghiên cứu
Tác giả áp dụng các giả thuyết của Boone và các cộng sự (2007) để nghiên cứu tại Việt Nam, tập trung vào các nhân tố quản trị như quy mô BKS, sở hữu của cổ đông lớn, sở hữu nhà nước, sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT, và sở hữu của ban quản lý nhằm kiểm tra hai giả thuyết Giám sát và Thương lượng Bên cạnh đó, tác giả cũng phân tích các đặc điểm doanh nghiệp như quy mô, nợ, tuổi, hiệu quả và giá trị doanh nghiệp để kiểm tra Giả thuyết Quy mô hoạt động.
Trong nghiên cứu này, các biến được phân chia thành hai nhóm chính: nhân tố quản trị và đặc tính doanh nghiệp Tác giả sẽ phát triển giả thuyết cho các biến thuộc nhóm nhân tố quản trị, trong khi chỉ thảo luận về tác động của nhóm đặc tính doanh nghiệp mà không phát triển thành giả thuyết Kết quả là nghiên cứu sẽ bao gồm năm cặp giả thuyết, tổng cộng có mười giả thuyết.
2.2.1 Các nhân tố quản trị 2.2.1.1 Quy mô BKS
Theo quyết định 12/2007/QĐ-BTC ban hành ngày 13/03/2007, quy chế quản trị công ty áp dụng cho các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán yêu cầu số lượng thành viên Ban kiểm soát (BKS) tối thiểu là 03 và tối đa là 05.
Ban kiểm soát (BKS) gồm 05 người được bầu bởi đại hội đồng cổ đông, đại diện cho quyền lợi của cổ đông và công nhân BKS có trách nhiệm giám sát tình hình tài chính công ty, đảm bảo tính hợp pháp trong hành động của Hội đồng quản trị (HĐQT) và Ban giám đốc (BGĐ), cũng như phối hợp hoạt động giữa các bên liên quan BKS thực hiện các nhiệm vụ theo quy định của pháp luật và điều lệ công ty nhằm bảo vệ quyền lợi hợp pháp của công ty và cổ đông Tuy nhiên, có sự chồng chéo giữa trách nhiệm và quyền lực của BKS và thành viên HĐQT độc lập, vì cả hai đều được xem như cơ chế giám sát nội bộ (Yuan, 2007).
Chưa từng có nghiên cứu nào trước đây về mối quan hệ giữa quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và quy mô Ban kiểm soát (BKS), dẫn đến việc thiếu luận điểm hay giả thuyết cho vấn đề này Tuy nhiên, Chen và Al-Najjar (2012) đã dựa trên Giả thuyết Quy mô hoạt động của Boone và các cộng sự (2007) để đề xuất rằng các công ty lớn hơn sẽ có quy mô BKS lớn hơn, vì sự phức tạp và nhiều vấn đề trong các công ty lớn đòi hỏi giám sát cao hơn Lập luận tương tự cũng áp dụng cho quy mô HĐQT (Guest, 2008), cho thấy rằng cả quy mô BKS và HĐQT đều bị ảnh hưởng bởi sự rắc rối trong doanh nghiệp, từ đó có thể tồn tại mối tương quan cùng chiều giữa hai quy mô này.
Theo Giả thuyết Giám sát (Boone và các cộng sự, 2007) hay tác động thay thế giữa các yếu tố bên trong của doanh nghiệp (Finkelstein và Hambrick, 1996;
Theo Rediker và Seth (1995), sự hiện diện của thành viên Ban Kiểm Soát (BKS) làm giảm vai trò giám sát của các thành viên Hội Đồng Quản Trị (HĐQT) độc lập, vì cả BKS và HĐQT độc lập đều có chức năng giám sát và có thể thay thế lẫn nhau Dựa trên những lập luận này, tác giả đưa ra hai giả thuyết đầu tiên.
H1A Quy mô HĐQT tương quan dương với quy mô BKS
H1B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với quy mô BKS
2.2.1.2 Sở hữu cổ đông lớn
Cấu trúc sở hữu của công ty có thể ảnh hưởng đến hoạt động giám sát Theo Zajac và Westphal (1995), sự phân tán sở hữu có thể dẫn đến việc giảm hiệu quả giám sát.
Khi các cổ đông ngày càng phân tán, việc giám sát công ty trở nên ít cần thiết hơn, đặc biệt khi họ phải chia sẻ chi phí giám sát với nhau Điều này có thể được giải thích bởi hai lý do chính: thứ nhất, các cổ đông nhỏ thường có ít ảnh hưởng đến hoạt động của công ty; thứ hai, việc kết nối và hợp tác giữa họ để giảm thiểu hành vi vụ lợi của ban quản lý là rất khó khăn (Shleifer và Vishny, 1997).
Nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng sở hữu cổ đông lớn có thể đại diện cho cường độ giám sát, với mối tương quan ngược chiều giữa việc sở hữu này và hành vi cơ hội của ban quản lý (Wright, Ferris, Sarin, và Awasthi, 1996) Ở Trung Quốc, sở hữu cổ đông lớn được coi là một cơ chế giám sát hiệu quả, như đã được chứng minh trong các nghiên cứu của Yuan, Xiao, và Zou (2008) cũng như Ma, Naughton, và Tian (2010).
Guest (2008) lập luận rằng ở Anh, tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn có mối quan hệ nghịch với vai trò giám sát của các thành viên HĐQT độc lập Theo giả thuyết Giám sát, sự gia tăng sở hữu cổ đông lớn dẫn đến quy mô HĐQT nhỏ hơn và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập thấp hơn Điều này phù hợp với lập luận về hiệu quả thay thế của các cơ chế giám sát Dựa trên những điều này, tác giả đề xuất hai giả thuyết bổ sung.
H2A Quy mô HĐQT tương quan âm với sở hữu cổ đông lớn
H2B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sở hữu cổ đông lớn
2.2.1.3 Sở hữu nhà nước Ở Việt Nam, một đặc điểm nổi bậc đối với các công ty niêm yết trên sàn hiện nay là sự chiếm ưu thế của sở hữu nhà nước Trong khi đó lại có rất ít bằng chứng lý thuyết nói về sự tác động của sở hữu nhà nước lên quy mô và cấu trúc của HĐQT
Theo Giả thuyết Giám sát, tác giả dự đoán rằng sẽ có mối tương quan âm giữa sở hữu nhà nước và quy mô cũng như số lượng thành viên độc lập trong Hội đồng Quản trị (HĐQT).
Tại Trung Quốc, có bằng chứng cho thấy sở hữu nhà nước không ảnh hưởng đến cơ cấu doanh nghiệp, trái lại, nó dẫn đến giám sát kém hiệu quả, chi phí quản lý cao và hiệu quả hoạt động yếu Nghiên cứu của Lin, Shen và Su (2009) chỉ ra rằng sở hữu nhà nước gây ra vấn đề đại diện nghiêm trọng hơn, trong khi Berkman, Cole và Fu (2002) nhấn mạnh rằng sự phân chia quyền biểu quyết và thiếu động lực giám sát đối với nhân viên thiếu trách nhiệm là nguyên nhân chính cho tình trạng này Hơn nữa, việc không có liên kết trực tiếp giữa thù lao và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp cũng góp phần làm gia tăng vấn đề giám sát.
Tại Việt Nam, nhiều công ty niêm yết có tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước cao, dẫn đến việc các thành viên HĐQT thường được chỉ định để đại diện cho phần vốn này, nhưng vai trò của họ thường chỉ mang tính hình thức Sự giám sát không hiệu quả của sở hữu nhà nước cho phép CEO các công ty này gia tăng mối quan hệ với các thành viên HĐQT, đồng thời dễ dàng bác bỏ ý kiến về việc thuê nhiều thành viên HĐQT độc lập Kết quả là, sở hữu nhà nước có mối tương quan dương với quy mô HĐQT và tương quan âm với số lượng thành viên HĐQT độc lập Từ đó, tác giả đề xuất hai giả thuyết liên quan đến vấn đề này.
H3A Quy mô HĐQT tương quan dương với sở hữu nhà nước
H3B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sở hữu nhà nước
2.2.1.4 Sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT
Jensen (1993) chỉ ra rằng sự kiêm nhiệm giữa chức vụ chủ tịch HĐQT và CEO có thể dẫn đến việc CEO nắm giữ quá nhiều quyền lực, ảnh hưởng đến quá trình ra quyết định và thúc đẩy lợi ích cá nhân Điều này có thể làm suy yếu hệ thống giám sát nội bộ và giảm động lực cho việc đánh giá khách quan Ngược lại, việc tách bạch hai vai trò này được cho là cần thiết để nâng cao hiệu quả quản trị doanh nghiệp, giảm thiểu rủi ro, đặc biệt trong các dự án mạo hiểm, khi HĐQT có thể từ chối các quyết định đầu tư của CEO Sự tách bạch này ngày càng trở nên phổ biến, với hơn 80% công ty niêm yết tại Anh và trong khu vực EU hiện nay không có sự kiêm nhiệm giữa chủ tịch HĐQT và CEO.
DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu
Để phục vụ cho nghiên cứu, tác giả đã chọn các công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE từ năm 2010 đến 2012, vì những công ty này có nghĩa vụ công khai thông tin định kỳ và bất thường, đảm bảo tính xác thực của dữ liệu Tác giả thu thập thông tin từ các bản cáo bạch phát hành lần đầu, bản cáo bạch phát hành thêm, báo cáo thường niên và báo cáo tài chính đã được kiểm toán Các tài liệu này cung cấp thông tin về cấu trúc sở hữu, cơ cấu cổ đông, Hội đồng Quản trị và Ban Giám đốc, cũng như các chỉ số tài chính cần thiết cho nghiên cứu.
Sau khi xác định được đối tượng và phạm vi nghiên cứu, tác giả tiến hành lấy mẫu như sau:
Tác giả đã tiến hành khảo sát trong ba năm từ 2010 đến 2012 và lựa chọn được 262 trong tổng số 299 công ty niêm yết trên sàn HOSE tính đến ngày 31/12/2012.
Tác giả đã loại bỏ 16 công ty trong lĩnh vực "Tài chính ngân hàng và bảo hiểm" do các công ty này phải tuân thủ không chỉ các quy định chung mà còn các quy định đặc thù như Luật tổ chức tín dụng và Luật kinh doanh bảo hiểm Sau khi thực hiện việc loại trừ, tác giả đã lựa chọn được 246 công ty còn lại.
Do khối lượng dữ liệu lớn, việc thu thập, trích lọc và tổng hợp thông tin cần thời gian Tác giả đã chọn ra 120 công ty có vốn hóa thị trường cao nhất tính đến ngày 19/06/2013.
(chiếm tỷ trọng 96%) từ 246 công ty để tiến hành khảo sát Việc lựa chọn 120 công ty này dựa trên Danh sách phân ngành của HSX năm 2012
Trong quá trình thu thập dữ liệu nghiên cứu, tác giả đã loại bỏ 08 công ty thiếu thông tin cần thiết để đảm bảo tính chính xác của bộ dữ liệu Cuối cùng, tác giả đã xây dựng mẫu dữ liệu với 112 công ty khảo sát trong ba năm từ 2010 đến 2012, tạo thành kích thước mẫu gồm 336 quan sát và dữ liệu dạng bảng cân.
Mô hình nghiên cứu và định nghĩa các biến
Nghiên cứu này được thực hiện dựa trên cơ sở nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012), với việc xác định các biến phụ thuộc, độc lập và kiểm soát dựa vào công trình của hai tác giả này Tuy nhiên, tác giả đã điều chỉnh một số nội dung để phù hợp với môi trường nghiên cứu tại Việt Nam Trong nhóm biến các nhân tố quản trị, biến điều chỉnh đo lường bằng biến giả năm đã bị loại bỏ do dữ liệu sử dụng là dữ liệu bảng cân Đồng thời, trong nhóm biến các đặc tính doanh nghiệp, biến doanh thu của ngành chủ lực cũng bị loại vì không tìm thấy số liệu tại Việt Nam; các báo cáo của công ty niêm yết chỉ cung cấp tổng doanh thu mà không chi tiết doanh thu theo từng ngành, dẫn đến mẫu khảo sát rất nhỏ.
Tác giả sử dụng hai mô hình để khảo sát tác động của các biến nghiên cứu lên quy mô và tính độc lập của HĐQT
Mô hình quy mô HĐQT (Mô hình 1):
Bsi i,t = α 0 + α 1 Sup i,t + α 2 Con i,t + α 3 Sta i,t + α 4 Ceo i,t + α 5 Man i,t + α 6 Fsi i,t + α 7 Age i,t
Mô hình tính độc lập của HĐQT (Mô hình 2):
Trong phương trình hồi quy, hằng số được ký hiệu là α0, trong khi các tham số được ký hiệu từ α1 đến α10 Phần dư được biểu thị là εi,t, và Bsi i,t cùng Ind i,t đại diện cho quy mô và tính độc lập của hội đồng quản trị công ty i tại thời điểm t.
Kích thước hội đồng quản trị (Bsi) được đo lường bằng logarith tự nhiên của số lượng thành viên trong hội đồng Số lượng thành viên này được lấy từ báo cáo thường niên hàng năm của doanh nghiệp.
Tỷ lệ thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị (HĐQT) được quy định bởi Luật Doanh nghiệp số 60/2005/QH11, nhưng không có định nghĩa cụ thể về thành viên độc lập Theo Quyết định 12/2007/QĐ-BTC, thành viên độc lập không phải là Giám đốc, Tổng giám đốc, Phó giám đốc, kế toán trưởng hay cán bộ quản lý do HĐQT bổ nhiệm hoặc cổ đông lớn Quyết định này không xác định rõ cổ đông lớn là ai HĐQT phải có ít nhất 5 thành viên và tối đa 11 thành viên, trong đó khoảng một phần ba là thành viên độc lập không điều hành.
Công ty niêm yết tại Việt Nam không công khai thông tin liên quan đến α8Lev i,t, α9Roe i,t và α10Fva i,t trong các báo cáo của mình Dựa trên những vấn đề này, tác giả đã xác định thành viên HĐQT độc lập trong cuộc khảo sát của mình.
Trong báo cáo thường niên của công ty niêm yết, nếu có thông tin cụ thể về số lượng thành viên độc lập, tác giả sẽ sử dụng dữ liệu công bố Đối với các công ty không công bố thông tin này, thành viên HĐQT độc lập được xác định là những người không giữ chức vụ Giám đốc, Tổng giám đốc, Phó giám đốc, Phó tổng giám đốc, kế toán trưởng, hoặc các cán bộ quản lý khác do HĐQT bổ nhiệm, cũng như không phải là cổ đông nắm giữ hoặc đại diện cho tỷ lệ sở hữu trên 05% cổ phần của công ty.
Sup = Kích thước của ban kiểm soát được đo bằng tổng số thành viên trong Ban kiểm soát Số lượng thành viên này được xác định dựa trên báo cáo thường niên của doanh nghiệp.
Con = Ownership concentration: đo lường bằng cách sử dụng chỉ số Herfindahl của 05 cổ đông lớn nhất, tính bằng tổng bình phương tỷ lệ nắm giữ của
Chỉ số Herfindahl, được định nghĩa là tổng thị phần theo thứ tự của tất cả các công ty trong một ngành, được áp dụng để phân tích 5 cổ đông lớn nhất (Gomez-Mejia và Wiseman, 1997) Trong nghiên cứu này, tác giả chỉ xem xét sở hữu cá nhân mà không tính đến sở hữu đại diện Do dữ liệu về sở hữu cổ đông ở các công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Việt Nam chủ yếu chỉ có thông tin hiện tại và rất ít công ty công bố trong báo cáo thường niên, tác giả quy ước rằng sẽ lấy dữ liệu theo công bố nếu có, còn nếu không sẽ sử dụng số liệu hiện tại với giả định không thay đổi trong ba năm Mặc dù đây có thể là một hạn chế của nghiên cứu, tác giả cho rằng điều này không phải là vấn đề lớn vì các cổ đông nắm giữ cổ phần lớn thường có xu hướng duy trì sở hữu lâu dài.
Ceo = Ceo duality: sự kiêm nhiệm của Giám đốc điều hành Đây là một biến giả, Ceo = 1: có kiêm nhiệm; Ceo = 0 : không có kiêm nhiệm
Man = Managerial-ownership: đo lường bằng tỷ lệ sở hữu cá nhân bởi HĐQT và Ban giám đốc (không bao gồm kế toán trưởng)
Biến kiểm soát Fsi = Firm size: đo lường bằng logarith tự nhiên của tổng tài sản
Age = Firm age: đo lường bằng số năm công ty được niêm yết trên sàn tính từ ngày phát hành cổ phiếu ra công chúng lần đầu (Shi, 2005)
Lve = Capital structure: đo lường bằng tổng nợ/tổng tài sản, cả hai chỉ số đều lấy theo giá trị sổ sách
Roe = Firm performance: tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu được tính bằng lợi nhuận sau thuế/vốn chủ sở hữu
Giá trị của một công ty (Fva) được đo lường thông qua chỉ số Tobin’s Q, được tính bằng công thức: (giá trị thị trường của vốn cổ phần cộng với tổng nợ) chia cho tổng tài sản (giá trị sổ sách) (Zou, Adams, và Buckle, 2003) Giá trị thị trường của vốn cổ phần được xác định bằng cách nhân tổng số cổ phiếu lưu hành trong năm (theo công bố của công ty) với giá đóng cửa của ngày làm việc cuối cùng trong năm tài chính.
Phương pháp nghiên cứu
Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để phân tích ảnh hưởng của các yếu tố lên quy mô và tính độc lập của HĐQT thông qua phần mềm STATA 11, áp dụng dữ liệu bảng Dữ liệu bảng được chọn vì nó có hai chiều không gian và thời gian, cung cấp nhiều thông tin, giảm thiểu đa cộng tuyến giữa các biến và cho phép nghiên cứu các mô hình phức tạp qua các dữ liệu chéo lặp lại Trong quá trình nghiên cứu, tác giả thực hiện thống kê mô tả để cung cấp cái nhìn tổng thể về số liệu của các biến, bao gồm tên biến, số quan sát, giá trị trung bình, sai số chuẩn, giá trị thấp nhất và giá trị cao nhất.
Sau khi thực hiện thống kê mô tả, tác giả sẽ tiến hành thực hiện các bước sau để phục vụ cho việc nghiên cứu của mình:
Phân tích ma trận hệ số tương quan là bước quan trọng để đo lường mối quan hệ tuyến tính giữa các biến Việc này giúp xác định những cặp biến có hệ số tương quan cao, từ đó phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến Nếu hệ số tương quan cặp vượt quá 0.8, phương trình hồi quy có thể gặp phải vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Phân tích hồi quy tuyến tính được thực hiện để xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập thông qua việc áp dụng hồi quy OLS, mô hình FEM và REM Tác giả sử dụng hai kiểm định Hausman và Likelihood Ratio để lựa chọn mô hình phù hợp nhất Kết quả từ mô hình hồi quy tuyến tính được phân tích dựa trên hai giả thuyết H0 và H1, trong đó H0 giả định rằng các tham số bằng 0.
H 1 : các tham số ≠ 0 Khi p-value < 0.05: chấp nhận giả thuyết H 1 , bác bỏ giả thuyết H 0 Khi p-value > 0.05: chấp nhận giả thuyết H 0 , bác bỏ giả thuyết H 1
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến lần thứ hai bằng cách sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) là cần thiết, vì ngay cả khi các trường hợp tương quan cặp không cao, hiện tượng này vẫn có thể xảy ra Nếu VIF lớn hơn 10, điều này cho thấy có hiện tượng đa cộng tuyến, và biến cần được loại bỏ khỏi mô hình Đồng thời, tác giả cũng kiểm tra hai hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong các mô hình.
Cuối cùng, nếu có các hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan xảy ra, tác giả sẽ dùng phương pháp GLS để khắc phục
Do nghiên cứu sử dụng hai mô hình nên tác giả trình bày các bước theo thứ tự cho từng mô hình
3.3.2 Thống kê mô tả các biến
Sơ đồ 01: Mô tả % số lượng thành viên HĐQT
Theo sơ đồ 01, quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) chiếm đa số là 05 thành viên, tương đương gần 60% các công ty trong mẫu nghiên cứu Tỷ lệ thứ hai là 07 thành viên, chiếm khoảng 25% Tỷ lệ thấp nhất là 11 thành viên, chiếm khoảng 0.1%, đây cũng là số lượng thành viên cao nhất trong HĐQT Số lượng thành viên HĐQT thấp nhất là 04 người, chỉ xuất hiện ở một vài công ty trong một hoặc hai năm khảo sát Theo Điều 11 trong Quyết định 12/2007, số lượng thành viên HĐQT tối thiểu là 05 người và tối đa là 11 người, do đó, số liệu khảo sát về thành phần HĐQT của các công ty tương đối phù hợp với quy định pháp lý.
Theo sơ đồ 02, trong mẫu nghiên cứu, tỷ lệ thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị (HĐQT) dao động từ 0% đến 80%, với 20% thành viên chiếm 22%, 40% chiếm 17% và 60% chiếm 13% Theo điều 11 trong Quyết định 12/2007, HĐQT cần có ít nhất một phần ba thành viên độc lập không điều hành Tỷ lệ 22% cho thấy rằng số lượng thành viên HĐQT độc lập tại Việt Nam vẫn còn rất hạn chế.
Sơ đồ 02: Mô tả % tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập
Bảng 01 cho thấy rằng thành viên Ban Kiểm Soát (BKS) trong các công ty có từ 02 đến 05 người, với bình quân là 03 thành viên Cổ đông lớn sở hữu trung bình khoảng 20% cổ phiếu, với tỷ lệ thấp nhất là 01% và cao nhất lên đến 70.7% Tỷ lệ sở hữu nhà nước tại Việt Nam khá cao, trung bình khoảng 24%, trong đó có công ty đạt gần 80% Hơn 40% CEO đồng thời giữ chức vụ Chủ tịch Hội đồng Quản trị (HĐQT) Về tỷ lệ sở hữu của ban quản lý, bình quân là 14%, với một số công ty có tỷ lệ sở hữu đáng kể từ thành phần này.
Bảng 01 : Kết quả thống kê mô tả các biến
Sup Con Sta Ceo Man
Theo số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata, gần 86% các công ty được phân tích là công ty gia đình, với quyền sở hữu chủ yếu thuộc về vợ, chồng, con cái, anh chị em và người thân trong gia đình Những cá nhân này thường là cổ đông sáng lập và nắm giữ quyền sở hữu lớn trong công ty.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Mô hình 1
4.1.1 Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 02 : Ma trận hệ số tương quan
Bsi Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
4.1.2 Kết quả chạy hồi quy
Bảng 03 : Kết quả chạy hồi quy
BSI Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva R- squared
* Mức ý nghĩa 01% ** Mức ý nghĩa 05% *** Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
Kết quả từ bảng 02 cho thấy hệ số tương quan cặp cao nhất giữa các biến độc lập và biến kiểm soát là 0.6143, cụ thể giữa biến sở hữu nhà nước và sở hữu của cổ đông lớn Tất cả các hệ số tương quan cặp đều nhỏ hơn 0.8, chứng tỏ mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến Do đó, các biến độc lập và biến kiểm soát sẽ được sử dụng đồng thời trong mô hình để xem xét tác động lên biến phụ thuộc Vấn đề đa cộng tuyến sẽ được kiểm tra thêm bằng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) sau khi thực hiện hồi quy.
Kết quả chạy hồi quy POOLED (dòng 01 bảng 03) và chạy mô hình FEM (dòng
02 bảng 03) cho ta kết quả p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: sử dụng mô hình FEM hiệu quả hơn mô hình POOLED (so sánh bằng Likelihood
Ratio Test với hai giả thuyết H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn FEM và H 1 : dùng FEM hiệu quả hơn POOLED)
Tiếp theo, cũng bằng hai giả thuyết: H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn REM và
H 1 : dùng REM hiệu quả hơn POOLED, tác giả chạy Stata so sánh giữa POOLED và REM:
Bảng 04: So sánh kết quả giữa POOLED và REM
Breusch and Pagan Lagrangian Lagrangian multiplier test for random effects bsi[congty,t] = Xb + u [congty] +e[congty,t]
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 161.59 Prob > chi2 = 0.0000
Ta thấy, p-value = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn mô hình POOLED
Var Sd = sqrt(Var) bsi e u
Cuối cùng, dùng Hausman Test kiểm tra hai giả thuyết: H 0 : dùng REM hiệu quả hơn FEM và H1: dùng FEM hiệu quả hơn REM Ta thấy giá trị: p-value = 0.3315 >
0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 1 , do đó: sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn dùng mô hình FEM
Bảng 05: Kết quả Hausman Test
Sup Con Sta Ceo Man Bsi Age Lev Roe Fva
Với: b = consistent under H 0 and H 1 ; obtained from xtreg
B = inconsistent under H 1 , efficient under H 0 ; obtained from xtreg Test: H 0 : difference in coefficients not systematic
4.1.3 Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan trong mô hình và khắc phục các hiện tượng bằng phần mềm Stata
Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến lần thứ hai từ bảng 06 cho thấy tất cả các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10, điều này khẳng định rằng mô hình không gặp phải hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 06: Kết quả chạy VIF
Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva Mean
H 0 : không có hiện tượng phương sai thay đổi
H 1 : có hiện tượng phương sai thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H 0 : sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (112) = 8.4e+08
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.005 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình
H 0 : không có hiện tượng tự tương quan
H 1 : có hiện tượng tự tương quan
Worldridge test for autocorrelation in panel data
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng tự tương quan trong mô hình
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Dựa trên kiểm định các hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, mô hình đã cho thấy sự xuất hiện của hai hiện tượng này Do đó, tác giả đã áp dụng phương pháp GLS (dòng 04 bảng 03) để khắc phục, nhằm cải thiện hiệu quả cho mô hình và đạt được kết quả mong muốn.
Biến quy mô BKS (Sup) với giá trị tham số 0.146 có ý nghĩa thống kê ở mức 01%, xác nhận giả thuyết H1A về mối tương quan dương giữa quy mô HĐQT và quy mô BKS Kết quả cho thấy khi công ty mở rộng quy mô, các vấn đề phức tạp phát sinh đòi hỏi sự giám sát cao hơn từ BKS, điều này cũng được Chen và Al-Najjar (2012) chứng minh trong nghiên cứu của họ.
Bảng 07: Tóm tắt các kết quả có ý nghĩa thống kê
Sở hữu cổ đông lớn Quy mô doanh nghiệp
Biến sở hữu cổ đông lớn có giá trị tham số -0.163 và có ý nghĩa thống kê tại mức 01%, cho thấy mối tương quan âm với quy mô HĐQT, phù hợp với giả thuyết H2A Sở hữu cổ đông lớn hoạt động như một cơ chế giám sát thay thế, giúp cải thiện hiệu quả điều hành khi quy mô HĐQT lớn hơn, vì lúc này thành viên bên trong có xu hướng chiếm ưu thế Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Boy (1994), Wright và cộng sự (1996), cũng như Chen và Al-Najjar (2012).
Trong nghiên cứu, tác giả không phát hiện mối liên hệ giữa biến sở hữu nhà nước (Sta) và CEO kiêm nhiệm (Ceo) do không đạt mức ý nghĩa thống kê Do đó, giả thuyết H3A và H4A không được xác nhận.
Nghiên cứu năm 2012 không phát hiện mối tương quan có ý nghĩa giữa sở hữu nhà nước và CEO kiêm nhiệm với quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) Biến sở hữu ban quản lý (Man) có giá trị tham số -0.008 cho thấy mối quan hệ nghịch biến với quy mô HĐQT, nhưng không đạt ý nghĩa thống kê Điều này chỉ ra rằng sở hữu ban quản lý dường như không có ảnh hưởng quan trọng đến quy mô HĐQT trong môi trường Việt Nam, do đó giả thuyết H5A không được chứng minh.
Nghiên cứu cho thấy có mối tương quan dương giữa quy mô doanh nghiệp và quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT), điều này được xác nhận bởi Boone và các cộng sự (2007), Guest (2008), và Linck cùng các cộng sự (2008) Khi quy mô công ty tăng lên, các vấn đề phát sinh cũng nhiều hơn, do đó cần có quy mô HĐQT lớn hơn để quản lý hiệu quả Mặc dù Chen và Al-Najjar (2012) không phát hiện mối liên hệ giữa nợ doanh nghiệp và quy mô HĐQT, tác giả đã tìm thấy mối tương quan dương với mức ý nghĩa thống kê 5%, phù hợp với kết quả của Guest (2008), Coles và các cộng sự (2008) cùng Linck và các cộng sự.
(2008) Cuối cùng, tác giả không tìm thấy mối liên quan giữa tuổi doanh nghiệp, hiệu quả và giá trị doanh nghiệp với quy mô HĐQT.
Mô hình 2
4.2.1 Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 08: Ma trận hệ số tương quan
Ind Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
4.2.2 Kết quả chạy hồi quy
Bảng 09: Kết quả chạy hồi quy
IND Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva R- squared
* Mức ý nghĩa 01% ** Mức ý nghĩa 05% *** Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
Kết quả từ ma trận hệ số tương quan trong bảng 08 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến, tương tự như kết quả từ bảng 02 Sau khi thực hiện hồi quy POOLED (dòng 01 bảng 09) và mô hình FEM (dòng 02 bảng 09), chúng ta nhận được p-value = 0.0000 < 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Điều này cho thấy mô hình FEM hiệu quả hơn so với mô hình POOLED, được xác nhận qua kiểm định Likelihood Ratio với hai giả thuyết H0: mô hình POOLED hiệu quả hơn và H1: mô hình FEM hiệu quả hơn.
Tiếp theo, cũng bằng hai giả thuyết: H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn REM và
H 1 : dùng REM hiệu quả hơn POOLED, tác giả chạy Stata so sánh giữa POOLED và REM:
Bảng 10: So sánh kết quả giữa POOLED và REM
Breusch and Pagan Lagrangian Lagrangian multiplier test for random effects ind[congty,t] = Xb + u [congty] +e[congty, Estimated results:
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 156.51 Prob > chi2 = 0.0000
Ta thấy, p-value = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn mô hình POOLED
Cuối cùng, dùng Hausman Test kiểm tra hai giả thuyết: H 0 : dùng REM hiệu quả hơn FEM và H 1 : dùng FEM hiệu quả hơn REM
Var Sd = sqrt(Var) ind e u
Bảng 11: Kết quả Hausman Test
Sup Con Sta Ceo Man Bsi Age Lev Roe Fva
Với: b = consistent under H0 and H 1 ; obtained from xtreg
B = inconsistent under H 1 , efficient under H 0 ; obtained from xtreg Test: H 0 : difference in coefficients not systematic
Ta thấy giá trị: p-value = 0.1442 > 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 1 , do đó: sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn dùng mô hình FEM
4.2.3 Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan trong mô hình và khắc phục các hiện tượng bằng phần mềm Stata
Do sử dụng chung các biến độc lập và biến kiểm soát, kết quả kiểm tra đa cộng tuyến bằng chỉ số VIF ở Mô hình 2 trùng khớp với kết quả của Mô hình 1.
H 0 : không có hiện tượng phương sai thay đổi
H 1 : có hiện tượng phương sai thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H 0 : sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (112) = 2.2e+07
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình
H 0 : không có hiện tượng tự tương quan
H 1 : có hiện tượng tự tương quan
Worldridge test for autocorrelation in panel data
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0379 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng tự tương quan trong mô hình
Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Dựa vào các kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan, tác giả nhận thấy rằng Mô hình 02 xuất hiện hai hiện tượng này Để khắc phục, tác giả đã áp dụng phương pháp GLS (dòng 04 bảng 09) và đạt được các kết quả đáng kể.
Bảng 12: Tóm tắt các kết quả có ý nghĩa thống kê
Mối tương quan Biến Hệ số tương quan Mức ý nghĩa
Sở hữu cổ đông lớn
Sở hữu ban quản lý Quy mô doanh nghiệp Tuổi doanh nghiệp Giá trị doanh nghiệp
Biến quy mô BKS (Sup) với tham số = -0.000 cho thấy không có mối liên hệ thống kê giữa thành viên độc lập và quy mô BKS, tương tự như biến Ceo kiêm nhiệm (Ceo) Điều này dẫn đến việc hai giả thuyết H1B và H4B chưa được chứng minh Tuy nhiên, ba biến độc lập còn lại trong Mô hình 2 đã cho kết quả có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012) chỉ ra mối tương quan âm giữa sở hữu cổ đông lớn và tỷ lệ thành viên độc lập, đồng thời các nghiên cứu khác như của Wright và Lefort cũng cho kết quả tương tự Tuy nhiên, nghiên cứu của tác giả lại phát hiện mối tương quan dương (tham số = 0.096) giữa sở hữu cổ đông lớn (Con) và tỷ lệ thành viên độc lập, không chứng minh cho giả thuyết H2B Nguyên nhân có thể do các công ty Việt Nam chưa coi trọng vai trò của thành viên HĐQT độc lập, dẫn đến số lượng thành viên độc lập hạn chế Dữ liệu khảo sát chủ yếu dựa trên Quyết định 12/2007/QĐ-BTC có thể tạo ra sự khác biệt so với các nghiên cứu quốc tế, mở ra hướng nghiên cứu mới cho các đề tài về thành viên độc lập trong tương lai.
Tác giả phát hiện mối tương quan âm giữa thành viên độc lập và sở hữu nhà nước với tham số = -0.140, có ý nghĩa thống kê ở mức 01%, cho thấy độ tin cậy cao Giả thuyết H3B đã được xác nhận, tương đồng với kết quả của Mak và Li (2001) Mối tương quan này gợi ý rằng doanh nghiệp có sở hữu nhà nước cao thường không có xu hướng thuê thành viên HĐQT độc lập Thành viên độc lập được xem như một sự thay thế cho sở hữu nhà nước, như Lin (2004) đã chỉ ra về vai trò giám sát yếu kém của nhà nước Mặc dù nhà nước là cổ đông chính, nhưng lại không kiểm soát hiệu quả hoạt động công ty, dẫn đến việc kiểm soát chủ yếu phụ thuộc vào những người quản lý nội bộ, những người không luôn hành động vì lợi ích của cổ đông.
Tác giả đã xác nhận giả thuyết H5B, cho thấy rằng biến sở hữu ban quản lý (Man) có giá trị tham số âm 0.203 với ý nghĩa thống kê 01% Điều này cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa thành viên độc lập và sở hữu ban quản lý Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Fama và Jensen (1983) cũng như Jensen (1993) tại Trung Quốc, và nghiên cứu của Mak và Li (2001) ở Singapore, cùng với Booth và các cộng sự (2002).
Theo nghiên cứu của Lasfer (2006) tại Anh, các công ty có tỷ lệ sở hữu cổ phiếu cao từ ban quản lý thường có tỷ lệ thành viên độc lập thấp Sự gia tăng sở hữu của ban quản lý dẫn đến việc giảm thiểu sự cần thiết giám sát từ các thành viên HĐQT độc lập Bên cạnh đó, có mối quan hệ tích cực giữa số lượng thành viên độc lập và quy mô doanh nghiệp (Fsi) với mức ý nghĩa 01%, cho thấy rằng các doanh nghiệp lớn cần nhiều thành viên độc lập hơn Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Boothe và cộng sự (2002), cũng như Baker và Gompers.
(2003), Boone cùng các cộng sự (2007), Coles cùng các cộng sự (2008) và Guest
Nghiên cứu năm 2008 cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa tuổi doanh nghiệp và giá trị doanh nghiệp, với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 5% Kết quả này nhất quán với các nghiên cứu trước đó của Yermack (1996), Eisenberg (1998), Hermalin và Weisbach (1998), Ajay (2007), và Linck cùng các cộng sự (2008) Tuy nhiên, nó trái ngược với nghiên cứu của Lefort và Urzúa (2008) ở Chile, cho rằng giá trị doanh nghiệp và thành viên độc lập có tương quan cùng chiều.
