Mối quan hệ giữa quản trị công ty và mức độ chấp nhận rủi ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

Lýdochọnđềtài

Lý thuyết đánh đổi rủi ro - lợi nhuận chỉ rõ muốn có lợi nhuận cần phải chấp nhậnrủi ro (CNRR) Rủi ro cao hơn gắn với lợi nhuận kỳ vọng lớn hơn và ngược lại Đối vớicác công ty niêm yết (CTNY) trên thị trường chứng khoán (TTCK), lợi nhuận luôn làmột trong những mục tiêu quan trọng nhất mà công ty hướng tới Song, trong quá trìnhhoạt động thì các CTNY luôn phải đối diện với các rủi ro đa dạng về loại hình và phứctạp về mức độ Để hiện thực hóa được mục tiêu lợi nhuận thì các CTNY cần phải CNRRở một mức độ nhất định Ở cấp độ công ty, việc CNRR ở một mức độ vừa đủ sẽ có tácđộng tích cực đếnsựphát triểnvà tăng trưởng của công ty trongt ừ n g g i a i đ o ạ n n g ắ n hạn hay dài hạn Ở cấp độ quốc gia, việc các công ty CNRR khi thực hiện các hoạt độngkinh doanh, đầu tư mở rộng thị trường, tham gia vào các lĩnh vực/ ngành nghề kinhdoanh mới hay nghiên cứu, phát triển sản phẩm,… là những hoạt động rủi ro nhưng cầnthiết cho sự tăng trưởng của một quốc gia Tuy nhiên, việc theo đuổi mục tiêu lợi nhuậncao và do đó CNRR quá mức cũng tiềm ẩn nguy cơ dẫn đến sự sụp đổ của các công ty,tập đoàn Những hoạt động kinh doanh rủi ro quá mức có thế dẫn đến sự sụp đổ hoặckhủng hoảng tài chính trên phạm vi quốc gia, thậm chí toàn cầu như những gì đã xảy ratrong cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 hay khủng hoảng tài chính toàn cầunăm 2008 Vì vậy, việc nghiên cứu và tìm hiểu về mức độ CNRR của các công ty đã thuhút sự chú ý không chỉ của giới nghiên cứu mà còn của cả cộng đồng, các doanh nghiệp,các nhàquảnlývàhoạch địnhchínhsách.

Mức độ CNRR của các CTNY chịu tác độngc ủ a n h i ề u n h â n t ố , đ ặ c b i ệ t l à q u ả n trịcôngty(QTCT).Lýthuyếtđạidiện đãchỉrarằngtrongcôngtycổphần(CTCP)luôntồn tại vấn đề mâu thuẫn đại diện giữa một bên là người sở hữu vốn (cổ đông của côngty)vàmộtbênlàngườisửdụngvốn(ngườiquảnlý,điềuhànhcôngty).Cácnhàquảnlýlàng ườitrựctiếpđưaracácquyếtđịnhtrongquátrìnhhoạtđộngcủacôngtyvàdođómangđếnrủiro chocôngty.Dokhôngphảilàngườisởhữuvốnnêncácnhàquảnlý có thể CNRR theo xu hướng có lợi cho cá nhân mình thay vì hướng đến lợi ích củacác cổ đông Chẳng hạn, trong một số trường hợp nhà quản lý CNRR quá cao bởi vì họkỳ vọng có thể nhận về thù lao và các đãi ngộ cao gắn với yêu cầu về kết quả hoạt độngkinh doanh của công ty lớn hơn hoặc CNRR quá thấp nhằm đảm bảo an toàn và danhtiếng của bản thân QTCT là“những cấu trúc và quy trình trong việc định hướng vàkiểmsoátcôngty”(IFC,2010)chínhlàcáchthứcđểcácchủsởhữucóthểkiểmsoát và điều chỉnh hành vi CNRR của các nhà quản lý (Fama & Jensen, 1983) QTCT hiệuquả có thể làm giảm bớt các rủi ro quá mức trong các quyết định của nhà quản lý tácđộng không tốt đến công ty Ngược lại, khi người quản lý công ty có xu hướng né tránhrủi ro thì sẽ làm hạn chế sự tăng trưởng của công ty Khi đó, các nhân tố QTCT hiệu quảvàmạnhmẽsẽthúcđẩycácnhàquảnlýcôngtyphảiCNRRnhiềuhơn.Nhưvậy,nghiêncứu về mốiquanhệ tác độngcủa QTCT đếnmức độC N R R c ủ a c á c C T N Y g i ú p c h o các chủ sở hữu, các cơ quan quản lý và các nhà hoạch định chính sách có hiểu biết chínhxác về mốiquan hệ này Trên cơsở đó cải thiện QTCTn g à y c à n g h i ệ u q u ả h ơ n đ ể c ó thể kiểm soát mức độ CNRR của công ty ở mức hợp lý và phù hợp trong từng giai đoạnphát triển của công ty và nền kinh tế. Điều này đóng vai trò quan trọng vào sự tăngtrưởngổnđịnhcủacôngtynóiriêngvàcảnềnkinhtếnóichung.

Tại Việt Nam, tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY chưa đượcnghiêncứumộtcáchthấuđáovàtoàndiện.QTCTlàmộttậphợpbaogồmnhiềunhântố quản trị riêng lẻ Tuy nhiên các nghiên cứu về tác động của QTCT đến mức độ CNRRcủa các CTNY trên TTCK Việt Nam còn khá hạn chế QTCT được đề cập một cáchkhông đầy đủ thông qua một vài nhân tố QTCT riêng lẻ như quy mô Hội đồng quản trị(HĐQT), sự độc lập của HĐQT, cấu trúc sở hữu Tuy nhiên, sự không thống nhất vềthước đo mức độ CNRR, thước đo QTCT cũng như mẫu nghiên cứu chưa mang tính đạidiện đã dẫn đến kết quả nghiên cứu còn chưa thực sự thuyết phục Bên cạnh đó, vẫn cònnhiều nhân tố QTCT khác chưa được xem xét đến Chẳng hạn, tác động của thù lao bangiám đốc, sự kiêm nhiệm của các thành viên HĐQT trong ban giám đốc đến mức độCNRR của công ty Điều này cho thấy mối quan hệ giữa QTCT và mức độ CNRR củacácCTNYViệtNamvẫncầntiếptụcđượcnghiêncứuvàlàmrõ.Xuấtpháttừnhữnglý do trên tác giả đã lựa chọn hướng nghiên cứu “Mối quan hệ giữa quản trị công ty vàmức độ chấp nhận rủi ro tại các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ViệtNam”làm đềtàinghiêncứutrongluậnántiếnsĩcủamình.

Mụctiêunghiêncứu

Mục tiêu nghiên cứu là tìm hiểu tác động của QTCT đến mức độ CNRR tại cácCTNY trên TTCK Việt Nam Cụ thể, luận án tập trung vào các mục tiêu nghiên cứu cụthểnhưsau:

Thứ nhất, nghiên cứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY trênTTCK Việt Nam, trong đó QTCT được nghiên cứu với các khía cạnh liên quan đến cơcấuHĐQT,cấutrúcsởhữuvàcơchếđãingộ. ĐâylànhữngvấnđềvềQTCTđangnhậnđượcnhiềusựquantâm tại ViệtNam.

Thứ hai, nghiên cứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY trênTTCK Việt Nam với mục tiêu nghiên cứu làm rõ hơn tính chất của tác động (tuyến tínhhayphituyếntính)vớilựachọnnhântốnghiêncứuđiểnhìnhlàsởhữunhànước.

Thứ ba, nghiên cứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY trênTTCK Việt Nam trong bối cảnh có sự thay đổi trong chính sách quản lý của Nhà nước.Lấy sự thay đổi trongchính sách QTCT tại Việt Nam do tác động của Thông tư121/2012/TT-BTC(cóhiệulựctừnăm2012)làmnghiêncứuđạidiện.

Thứ tư, trên cơ sở kết quả nghiên cứu đề xuất các khuyến nghị nhằm cải thiệnQTCTtừđógópphầnkiểmsoátmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Câuhỏinghiêncứu

Để đạt được các mục tiêu nghiên cứu cụ thể như trên, luận án cần trả lời ba câuhỏinghiêncứu sau: i) QTCT (bao gồm cơ cấu HĐQT, cấu trúc sở hữu, cơ chế đãi ngộ) có tác độngnhư thế nào đến mức độ CNRR được đo lường bởi rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù tạicác CTNYtrênTTCKViệtNam? ii) Tác động của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR của các CTNY trên TTCKViệtNamtronggiaiđoạn2007–2017cóphảilàmốiquanhệphituyếntínhhaykhông? iii) Quyđịnhtỷlệtốithiểu1/3tổngsốthànhviênHĐQTlàthànhviênđộclậptại khoản 2 điều 30 của Thông tư 121/2012/TT-BTC có tác động như thế nào đến mứcđộCNRRcủacácCTNYtrênTTCKViệtNam?

Đốitượngvàphạmvinghiêncứu

T đến mức độ CNRR của các CTNY phi tài chính trên TTCK Việt Nam Các nhân tốQTCT được nghiên cứu bao gồm quym ô H Đ Q T , s ự đ ộ c l ậ p c ủ a H Đ Q T , s ự k i ê m nhiệmvàthànhviênnữtrongH Đ Q T l à c á c n h â n t ố t h u ộ c v ề c ơ c ấ u c ủ a

H Đ Q T ; s ở hữun h à n ư ớ c , s ở h ữ u n ư ớ c n g o à i l à c á c n h â n t ố t h u ộ c c ấ u t r ú c s ở h ữ u ; v à t h ù l a o của ban giám đốc là nhân tố đại diện cho cơ chế đãi ngộ Ngoài ra, quyđ ị n h v ề s ố lượngthànhviênđộclậptrongHĐQTtạikhoản2điều30củaThôngtư121/2012/TT-BTCáp dụngcho các CTNY tại Việt Nam cót á c đ ộ n g đ ế n m ứ c đ ộ CNRRcũnglàđốitượngnghiêncứutrongluậnán.

+ Về không gian:577 CTNY phi tài chính trên Sở giao dịch chứng khoán(GDCK) Hà

Nội (HNX) và Sở GDCK Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Các định chếtài chính như ngân hàng, công ty tài chính, công ty bảo hiểm,… không bao gồm trongphạmvinghiêncứuvìcósựkhácbiệtsovớicáccôngtyphitàichính.

+Vềthờigian:Thờigiannghiêncứutừnăm2007đếnnăm2017.Mẫunghiêncứutrong thời gian 11 năm, gồm toàn bộ các CTNY phi tài chính trên TTCK Việt Nam là đủlớnđểmanglạicácpháthiệnmangtínhbảnchấtvàquyluậtchocácmụctiêunghiêncứu.

Phươngphápnghiêncứu

+ Mức độ CNRR được tác giả đo lường thông qua biến động tỷ suất sinh lời(TSSL) của cổ phiếu trên TTCK với hai thước đo là rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù.Thước đo QTCT bao gồm các nhân tố quản trị được sử dụng trong các nghiên cứu trướcđây bao gồm quy mô HĐQT, sự độc lập của HĐQT, thành viên nữ trong HĐQT, sở hữunhà nước, sở hữu nước ngoài và các nhân tố chưa được nghiên cứu như sự kiêm nhiệmcácvịtrítrong bangiámđốccủathànhviênHĐQT,thùlaobangiámđốc.

+ Dữ liệu nghiên cứu dựa trên một bảng dữ liệu không cân bằng với các thông tinđượcthuthậptừcácbáocáotàichínhvàthôngtingiácổphiếucủa577CTNYphitàichínhtrênhaiSở GDCKcủaViệtNam(HOSEvàHNX)tronggiaiđoạn2007-

2017.CácCTNYcóbáocáotàichínhđãđượckiểmtoánđộclậpvàniêmyếttrênSởGDCKdođócósốliệuminh bạch và đáng tin cậy Các định chế tài chính như ngân hàng, công ty chứng khoán,công ty bảo hiểm, … bị loại khỏi mẫu bởi vì các định chế này thuộc lĩnh vực kinh doanhđặcthùdođócácquyđịnhvềQTCTcósựkhácbiệtsovớicáccôngtyphitàichính.

+ Dựa vào tổng quan nghiên cứu và cơ sở lý thuyết, tác giả xây dựng mô hìnhnghiêncứu(i)tácđộngcủacácnhântốthuộcquảntrịbêntrongcôngtybaogồmquymôHĐQT, sự độc lập của HĐQT, sự kiêm nhiệm, thành viên nữ trong HĐQT, sở hữu nhànước,sởhữunướcngoài,thùlaobangiámđốcđếnmứcđộCNRR;(ii)môhìnhtácđộngphi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR và(iii)tác động của quy định sốlượng thành viên độc lập trong HĐQT tại khoản 2 điều 30 của Thông tư 121/2012/TT-BTC đến mức độ CNRR Để tách biệt ảnh hưởng ròng của các nhân tố trên đến mức độCNRR thì các biến đặc thù công ty bao gồm quy mô công ty, đòn bẩy tài chính, chi tiêuvốnđầutư,dòngtiềntựdotrêntổngtàisản,hệsốTobin’sQvàROAđượcđưavàokiểmsoát trong các mô hình hồi quy nhằm loại bỏ khả năng tác động chi phối của chúng đếnkếtquảtácđộngcủaQTCTđếnmứcđộ CNRR.

Các nghiên cứu về QTCT thường tìm ẩn các khuyết tật như hiện tượng phươngsaisaisố(PSSS)thayđổi,đacộngtuyến,tựtươngquanhayvấnđềnộisinhcủabiế nđộclậphoặcmôhìnhmangtínhchấtđộngđốivớibiếnbiếnphụthuộc.Cácướclượngtừ phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS), hiệu ứng tác động cố định(FEM), hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (REM) hay phương pháp bình phương nhỏ nhấttổng quát (GLS) có thể không phù hợp hoặc cho kết quả ước lượng bị chệch trong cácmôh ì n h c ó k h u y ế t t ậ t v à h i ệ n t ư ợ n g n ộ i s i n h n h ư v ậ y P h ư ơ n g p h á p ư ớ c l ư ợ n g m ô men tổng quát dạng hệ thống hai bước (two-step system GMM) có thể xử lý được cácvấn đề nội sinh và các khuyết tật tiềm ẩn Do đó tác giả sử dụng để ước lượng kết quảcủa mô hình tác động tuyến tính của các nhân tố thuộc QTCT và mô hình tác động phituyếnt í n h c ủ a s ở h ữ u n h à n ư ớ c đ ế n m ứ c đ ộ C N R R c ủ a c ô n g t y C á c k i ể m đ ị n h A R (1),

AR (2), Hansen và Difference Hansen được thực hiện để kiểm tra việc xử lý cáckhuyết tật nêu trên Phươngpháp ướclượng OLS sẽđược sửdụng đểkiểmđ ị n h t á c độngcủaThôngtư121/2012/TT-BTCđếnmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Kếtquảvàđónggópmớicủaluậnán

- Nghiên cứu tác động của các nhân tố thuộc cơ cấu HĐQT đến mức độ CNRRcho thấy quy mô HĐQT, sự độc lập của HĐQT và tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT cótác động nghịch chiềutrong khi đó tỷ lệ kiêmn h i ệ m c á c c h ứ c v ụ t r o n g b a n g i á m đ ố c của thành viên HĐQT có tác động thuận chiều đến mức độ CNRR của các CTNY ViệtNam; kết quả nghiên cứu tác động của cấu trúc sở hữu đến mức độ CNRR của cácCTNY Việt Nam chỉ ra tỷ lệ sở hữu của nhà nước có tác động nghịch chiều đến mức độCNRR tuy nhiên đối với nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu của nhà nước chiếm tỷ lệ kiểmsoát lại có tác động thuận chiều đến mức độ CNRR.S ở h ữ u n ư ớ c n g o à i c ũ n g c ó t á c động thuận chiều đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam; tác động của thù lao củabangiámđốcđếnmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNamlàngượcchiều.

- Tác động của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam làmốiquanhệphituyếntínhcódạngchữU.Theođótỷlệsởhữucủanhànướccaohơnliênquanđếnmứcđộ CNRRcủacôngtythấphơn,tuynhiênkhitỷlệsởhữucủanhànướccaohơnmộtngưỡnggiớihạnnàođólạili ênquanđếnmứcđộCNRRcủacôngtycaohơn.

- Sự gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT để tuân thủ quy định tỷ lệtối thiểu 1/3 thành viên trong HĐQT là thành viên độc lập tại Thông tư 121/2012/TT-BTClàmgiảmmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam. Đónggópmớicủaluậnán:

Mặc dù tác động của QTCT đến mức độ CNRR là một chủ đề đã nghiên cứu tạinhiều quốc gia, tuy nhiên các kết quả nghiên cứu trong luận án vẫn có những đóng gópmớinhưsau:

Thứ nhất, tại Việt Nam nghiên cứu đo lường mức độ CNRR bằng thước đo rủi rotổng thể còn rất hạn chế, thước đo rủi ro đặc thù chưa được các nghiên cứu đề cập; cácnhân tố QTCT như thù lao của ban giám đốc và sự kiêm nhiệm của thành viên HĐQTtrong ban giám đốc vẫn chưa được nghiên cứu tại Việt Nam Do vậy, luận án này nghiêncứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam Trong đó, cácnhân tốQTCTđược đo lường bởi các nhântố nổi bật được sửdụng trongc á c n g h i ê n cứu trước đây bao gồm quy mô HĐQT, sự độc lập của HĐQT, thành viên nữ trongHĐQT, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài và các nhân tố QTCT chưa được nghiêncứu như thù lao của ban giám đốc và sự kiêm nhiệm của thành viên HĐQT trong bangiámđốc.TácđộngcủacácnhântốnàyđếnmứcđộCNRRđềuđượckiểmchứngvới2thướ cđomứcđộCNRRlàrủi rođặcthùvàrủirotổngthể.

Thứ hai, tổng quan nghiên cứu cho thấy sở hữu nhà nước có thể có tác động tíchcực hoặc tiêucực đến mức độ chấpnhận rủi ronhưng chưa có nghiêncứunàoc h ỉ r a mối quan hệ phi tuyến tính giữa hai nhân tố này Do đó, luận án này đã làm rõ mối quanhệphituyếntínhvềtácđộngcủasởhữunhànướcđếnmứcđộCNRR.

Thứ ba, Thông tư 121/2012/TT-BTC về QTCT yêu cầu các CTNY phải tăng sốlượng thành viên độc lập trong HĐQT qua đó có tác động đến mức độ CNRR của cáccôngtynày.Tácđộngnàychưađượccáctácgiảtrongnướcnghiêncứu.Dovậy,luậnán làm rõ tác động của việc gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT theo quyđịnhcủaThôngtư121/2012/TT-BTCđếnmứcđộCNRRtạicácCTNYViệtNam.

Kếtcấucủaluậnán

Tổngquancácnghiêncứuthựcnghiệmvềmốiquanhệgiữaquảntrịcôngtyvàmức độchấpnhậnrủirocủacáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkhoán

Trong các nghiên cứu, mức độ CNRR của công ty được đo lường bởi sự biếnđộng TSSL của các chỉ tiêu sinh lời trên sổ sách kế toán của công ty như ROA, ROEhoặc TSSL trên TTCK được thể hiện qua rủi ro tổng thể, rủi ro hệ thống, rủi ro đặc thù.Ngoàiracóthểđolườngthôngquamộtsốthướcđokhác.

Biến động TSSL của tổng tài sản (ROA) được các tác giả Bromiley (1991), John& cộng sự (2008) đề xuất sử dụng để đo lường mức độ CNRR Thước đo này sau đóđược nhiều tác giả ủng hộ và kế thừa để đo lường mức độ CNRR chẳng hạn Cheng,2008; Faccio

& cộng sự, 2011; Nguyen, 2012; Boubakri & cộng sự, 2013a; Khaw &cộng sự, 2016; Ferris & cộng sự, 2017 Ngoài ra, biến động TSSL của vốn chủ sở hữu(ROE) cũng được sử dụng để đo lường mức độ CNRR (Bromiley, 1991; Faccio & cộngsự,2011;Khaw&cộngsự, 2016;Ferris&cộngsự,2017).

Tại TTCK Việt Nam, kế thừa các nghiên cứu điển hình ở nước ngoài như John

&cộngsự(2008),Cheng(2008),Faccio&cộngsự(2011),…cácnghiêncứuchủyếusửdụngbiến động thu nhập trên sổ sách kế toán để đo lường mức độ CNRR như biến động củaROA(XuanVinhVo,2016;LêĐạtChí

&TrầnHoàiNam,2017;NguyễnHoàngAnh&NgôPhúThanh,2019),biếnđộngcủaROE(XuanVinh Vo,2016;PhùngĐứcNam,2017). Đối với các CTNY, dòng thu nhập của công ty không những thể hiện trên sổ sáchkế toán mà còn thể hiện ở mức TSSL của cổ phiếu công ty trên TTCK Do đó, biến độngTSSL của cổ phiếu công ty trên TTCK cũng được sử dụng để đo lường mức độ CNRR.Các thước đo rủi ro tổng thể (total risk), rủi ro hệ thống (systematic risk) và rủi ro đặcthù(idiosyncraticrisk)đượcsửdụngđểđolườngmứcđộCNRRcủacôngty.

ThướcđorủirotổngthểđượcnhiềutácgiảsửdụngnhưAnderson&Fraser(2000),Coles & cộng sự

(2006), Cheng (2008), Low (2009), Pathan (2009), Nakano &Nguyen(2012),Koerniadi&cộngsự(2014),Huang&Wang(2014),Ferris&cộngsự(2017),

Aabo&cộngsự(2017).Tại ViệtNam,LêĐạtChí&TrầnHoàiNam(2017) sửdụngđộlệchchuẩnTSSL(σ(Return))hàngthángcủachứngkhoánđểđạidiệnchorủirotổngthểkhiđolư ờngmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Mức độ CNRR đo lường bởi rủi ro hệ thống được một số nghiên cứu đề cập nhưLow

(2009), Jiraporn & Lee (2017) hay chủ yếu là các nghiên cứu trong lĩnh vực ngânhàngcủaAnderson&Fraser(2000),Pathan(2009),Aabo&cộngsự(2017).

RủirođặcthùđượcsửdụngđểđolườngmứcđộCNRRtrongcácnghiêncứucủaAnderson&Fras er(2000),Low(2009),Pathan(2009),Alam&AliShah(2013),Jiraporn&cộngsự(2015),Jiraporn&L ee(2017),Akbar&cộngsự(2017),Aabo&cộngsự(2017).

Một số nghiên cứu đo lường mức độ CNRR bằng những cách đo lường khác.Chẳng hạn, Faccio & cộng sự (2016) đo lường mức độ CNRR thông qua đòn bẩy tàichính(Leverage)- đo lường rủi ro bởi các quyết định tài trợ; và khả năng sống sót củacông ty(Survival)- vì cho rằng các công ty rủi ro cao có ít khả năng sống sót Điều nàyphù hợp khi tác giả nghiên cứu về mối quan hệ của CNRR và hiệu quả phân bổ vốn đầutư của công ty. Cheng (2008), Nguyen (2012), Nakano & Nguyen (2012), Lê Đạt Chí &Trần Hoài Nam

(2017) đo lường mức độ CNRR bởibiến động của tỷ số Tobin’s Q- đobằng giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản bởi vì lợi nhuận cao hơn có thể liênquan đến tỷ số Tobin’s Q cao hơn (Nguyen, 2012) Tuy nhiên chỉ số này có thể khôngphảnánhchínhxáckếtquảcủahànhviCNRRcủanhàquảnlýcôngtytrongtrườn ghợp giá trị thị trường của công ty gia tăng do tác động của các yếu tố vĩ mô đến từ bênngoài công ty Các tácgiả Laeven & Levine (2009),H o u s t o n & c ộ n g s ự ( 2 0 1 0 ) , K h a n & cộng sự(2017) sử dụnghệ sốZ-scoređể đo lường mức độC N R R , c á c n g h i ê n c ứ u này đượcthựchiện tronglĩnhvựcngânhàng.

CRT= ROA it it σ ROA i𝗍 với:ROA T/ t ổng tàisản

CRT:mứcđộCNRR; it:c hỉ c ôn g t y it ại m ố c th ờigiannămt

Cheng(2008),Faccio&cộngsự (2011),Nguyen(2012),Nakano

Biến độngTSSL trênsổ sách kếtoán

&cộng sự (2013a),Xuan VinhVo(2016),Khaw&cộngsự(2016),Ferris&cộngsự(2017),LêĐạtChí&TrầnHoàiNam(2017),NguyễnHoàngAnh&NgôPhúThanh(2019)

John&cộngsự(2008),Bouba kri&cộngsự(2013a) thuế,lãivayvàkhấuhao

CRT= R OE it it σ ROE i𝗍 với:R O E = E B I T / v ố n chủsởhữu

Bromiley (1991), Faccio& cộng sự(2011), Khaw& cộng sự (2016),XuanVinhVo(2016),Ferris& cộngsự(2017),PhùngĐứcNam(2017)

Anderson&Fraser(2000), ĐộlệchchuẩnTSSLhàng Coles&cộngsự(2006),Low ngàyc ủ a c ổ p h i ế u t r o n g (2009),Pathan(2009),Jiraporn từngnăm &cộngsự(2015),Jiraporn&

Rủiro Lee(2017),Aabo&cộngsự(2017) tổngthể Cheng(2008),Nakano& Độl ệ c h chuẩnTSSL Nguyen(2012),Koerniadi& hàngthángcủacổphiếu cộngsự(2014),Huang&Wang côngtytrongtừngnăm (2014),Ferris&cộngsự(2017),

Giá trị hệ số beta khi hồiquyTSSLhàngn g à y củacổphiếucôngt y theoT SSLhàngtháng củathịtrường

Anderson&Fraser, (2000),Low(2009), Aabo&cộngsự(2017)

Giá trị hệ số beta khi hồiquyTSSLhàngthángcủ ac ổ p h i ế u c ô n g t y theoT S S L h à n g t h á n g

Pathan(2009),Jirapor n&Lee(2017) củathịtrường Độlệchchuẩnphầndưtừmô hìnhFama& French3nhân Alam&AliShah(2013) tố(1993)

Jiraporn&cộngsự(2015), trường.T í n h độlệch Jiraporn&Lee(2017),Akbar& chuẩnc ủ a c á c p h ầ n d ư cộngsự(2017),Aabo&cộngsự từmôhìnhhồiquy (2017)

3 Thướcđokhá c Đònbẩy tàichính Nợ/tổngtàisản Faccio&cộngsự(2016)

Tỷ lệ công tysốngsóttheotừnggiaiđo ạn5năm(tạitừngquốcgia )

Cheng(2008),Nguyen( 2012 ) ,Nakano&Nguyen(2012),LêĐ ạtChí&TrầnHoàiNam(2017)

Laeven&Levine(2009),Ho uston&cộngsự(2010),Khan

Như vậy, mức độ CNRR được đo lường bởi các thước đo khác nhau Cụ thể, cácnghiên cứu đo lường mức độ CNRR thông qua biến động của TSSL trên sổ sách kế toán(như biến động của ROA, ROE), TSSL trên TTCK (với các thước đo rủi ro tổng thể, rủiro hệ thống, rủi ro đặc thù) hay một số thước đo khác (chẳng hạn biến động của Tobin’sQ, Z-score,…) Tuy nhiên, khi xem xét rủi ro là sự không chắc chắn của các dòng thunhập (Bromiley, 1991; Wright & cộng sự,

1996) và do đó đo lường mức độ CNRR củacácnhàquảnlýthôngquasựbiếnđộngcủacácdòngthunhậpcủacôngty(John&cộngsự, 2008) thì đo lường mức độ CNRR bằng sự biến động của TSSL trên sổ sách kế toánhoặctrênTTCK làsựđolường phùhợphơn.

Tronghaihướngtiếpcậntrên,khôngdễdàngđểkếtluậncáchtiếpcậnnàolàtốthơnmànóphụthuộ cvàobốicảnhnghiêncứu.Chẳnghạn,Faccio&cộngsự(2016)tậptrungvàosựbiếnđộngcủaTSSLkếtoá nthayvìTSSLtrênTTCKvìđasốcáccôngtytrongmẫunghiêncứulàcácCTCPnộibộ(privateheldcom pany).TrongbốicảnhcủacácCTNY,nhiềunghiêncứusửdụngTSSLtrênTTCKđểtránhcáckếtquảtrê nsổsáchkếtoáncóthểbịcanthiệp,thaotúng.Low(2009)ủnghộquanđiểmnàyvớilậpluậnrằngđolườngCNR Rcủacôngtythôngquabiếnđộngdòngtiềnkếtoánhàngnămcóthểcóvấnđề.

Mặc dù có một số nghiên cứu sử dụng cả ba thước đo rủi ro tổng thể, rủi ro đặcthù và rủi ro hệ thống để đại diện cho mức độ CNRR được đo lường thông qua TSSLtrên TTCK(như Low, 2009; Pathan, 2009; Jiraporn & Lee, 2017) tuy nhiên các nghiêncứu tập trung vào rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù nhiều hơn Rủi ro tổng thể là thước đophổ biến nhất được sử dụng để đo lường mức độ CNRR bởi vì nó bao hàm cả rủi ro hệthống và rủi ro đặc thù Do đó phản ánh được tất cả các rủi ro liên quan đến cổ phiếucôngty.Rủirohệthốngítđượcsửdụnghơnbởivìnóbaogồmnhữngrủirotácđộng chungđếnmọichứngkhoántrênthịtrườngvàđếntừcácyếutốvĩmôbênngoài.Ngượclại,cácnghiêncứ ucóxuhướngngàycàngquantâmhơnđếnrủirođặcthùbởivìđâylà rủi ro mang tính cá thể, đặc trưng cho một cổ phiếu và đến từ các yếu tố bên trongcông ty Do đó, rủi ro đặc thù phản ánh đượccác rủi ro cá biệt củac ô n g t y , l à k ế t q u ả của các quyết định của các nhà quản lý công ty Ngoài ra, kết luận của Goyal & Santa-Clara (2003) cho rằng mức rủi ro trung bình của một chứng khoán phần lớn bao gồm rủiro đặc thù là cơ sở cho thấy sự phù hợp của thước đo này bên cạnh rủi ro tổng thể đượcsửdụngđểđolườngmức độCNRRcủacôngty.

R , chẳng h ạ n n h ư bi ến đ ộ n g của R O A (Xu an V i n h V o , 2016; L ê Đ ạ t C hí & Trần Hoài Nam, 2017; Nguyễn Hoàng Anh & Ngô Phú Thanh, 2019) hay biến động củaROE (Xuan Vinh Vo, 2016; Phùng Đức Nam, 2017) Như đã đề cập, các kết quả kế toáncủa công ty có thể bị thao túng bởi hành vi quản trị thu nhập Quản trị thu nhập“là hànhvi điều chỉnh báo cáo tài chính của nhà quản lý dẫn đến việc phản ánh thiếu chính xáckết quả hoạt động kinh doanh của công ty…”(Healy & Wahlen,

1999) Trên thế giới đãcó hàng loạt vụ bê bối kế toán liên quan đến hành vi quản trị thu nhập (Goncharov,2005) Tại Việt Nam cũng diễn ra phổ biến hiện tượng thao túng các báo cáo tài chính(Phạm Thị Bích Vân, 2013; Nguyễn Thị Ngọc Lan, 2017) hay hành vi quản trị thiển cậnđược biểu hiện qua hành động thao túng báo cáo tài chính (Đặng Tùng Lâm, 2020).Trong khảo sát được thực hiện bởi PwC năm 2018, gian lận kế toán chiếm đến 22%trongcácloạihìnhgianlậntạiViệtNam.Sửdụngcáckếtquảkếtoánđểđolườngrủiro có thể phản ánh không chính xác mức độ CNRR của các công ty tại Việt Nam Trongkhi đó, rất ít nghiên cứu thực hiện đo lường mức độ CNRR thông qua biến động TSSLcủa cổ phiếu Ngoài nghiên cứu của Lê Đạt Chí & Trần Hoài Nam (2017) đo lường mứcđộ CNRR bằng thước đo rủi ro tổng thể, tác giả chưa tìm thấy có nghiên cứu tại ViệtNamđolườngmứcđộCNRRsửdụngthướcđorủirođặcthùvàrủirohệthống.

Một số nghiên cứuđolường QTCTbằng cách sử dụng một chỉ số tổng hợpt ừ các thẻ điểm của một tập hợp bao gồm các nhân tố QTCT riêng lẻ, trong khi đó một sốnghiêncứukhácchỉđềcậpQTCT tậptrungvàomộthoặcmộtsốnhântốQTCTcụthể.

Chỉ số QTCT tổng hợp là một chỉ số được tính toán và tổng hợp từ các thẻ điểmriêng biệt đại diện cho các nhân tố quản trị riêng lẻ thuộc môi trường bên trong và bênngoài công ty Nhiều chỉ số QTCT tổng hợp được thực hiện tại TTCK Mỹ nhưGompers&cộngsự(2003)xâydựngbộchỉsốG-Indexdựatrên24quytắcquảntrịđạidiệncho mức độ quyền của cổ đông với nội dung tập trung vào các điều lệ/quy định Ferreira &Laux

(2007) kế thừa quan điểm của Gompers & cộng sự (2003) xây dựng chỉ số G, tậptrung 24 điều khoản chống độc quyền để xem xét mối quan hệ giữa QTCT và rủi ro đặcthù của công ty Brown & Caylor (2008) đưa ra bộ thẻ điểm Gov-Score gồm 51 yếu tốđại diện cho 8 nhân tố QTCT (kiểm toán, HĐQT, điều lệ/quy định, trình độ học vấn củagiám đốc,cơ chế đãi ngộ dànhcho HĐQTvà ban giám đốc, quyềns ở h ữ u , t h ự c h i ệ n tiến bộ - tuổi nghỉ hưu của giám đốc và địa vị của công ty khi nghiên cứu mối quan hệgiữa QTCT và hiệu quả hoạt động Bebchuk & cộng sự (2008) đề xuất chỉ số E-Indexđược xây dựng theo

6 trong số 24 khoản mụct ừ c h ỉ s ố G - I n d e x c ủ a G o m p e r s & c ộ n g sự

(2003) để đo lường QTCT Ngoài ra còn có chỉ số G index của TTCK Trung Quốc(Bai&cộngsự,2004)vớicácthướcđoQTCTthuộchainhómnhântốlànộibộ(HĐQT,thù lao ban điều hành, cấu trúc sở hữu, minh bạch tài chính, công bố thông tin) và bênngoài (thị trường kiểm soát bên ngoài, cơ sở hạ tầng pháp lý và bảo vệ cổ đông thiểu số,cạnhtranhcủathịtrường sản phẩm).

1 G-Index(Mỹ) 24 quytắcquảntrịđạidiệnchomức độquyềncủacổđông Gompers&cộngsự(2003)

51yếu tố thuộc 8 nhântố (kiểmtoán,HĐQT,điềulệ/quyđịnh,trì nhđộhọcvấncủagiámđốc,cơchếđãingộ d à n h c h o H Đ Q T v à b a n g i á m đốc,quyềnsởhữu,thựchiệntiếnbộ)

Kếtluậnvềkhoảngtrốngnghiêncứu

Trên cơ sở tổng quan các nghiên cứu ở nước ngoài và tại Việt Nam về mối quanhệgiữaQTCTvàmứcđộCNRR,tácgiảnhậnthấymộtsốkhoảngtrốngnhưsau:

Thứnhất,mứcđộCNRRcủacôngtyđượcđolườngtheohaicáchphổbiếnđólà thông qua biến động TSSL trên sổ sách kế toán (biến động của ROA, ROE) hoặc biếnđộng TSSL của cổ phiếu trên TTCK (rủi ro tổng thể, rủi ro đặc thù, rủi ro hệ thống) Cáckết quả trên sổ sách kế toán (ROA, ROE) có thể bị thao túng bởi hành vi quản trị thunhập nên có thể không phản ánh chính xác mức độ CNRR của công ty Cách đo lườngthứ hai sẽ phù hợp hơn đặc biệt là tại các thị trường mà hiện tượng thao túng báo cáo tàichính diễn ra phổ biến Tại Việt Nam, đã có các nghiên cứu thực hiện đo lường mức độCNRRthôngquabiến độngcủaROA,ROE.Trongphạmvihiểu biếtcủatácgiả,nghiên cứuđolườngmứcđộCNRRthôngquarủirotổngthểlàrấthạnchế,chưacónghiêncứunào sửdụngthướcđorủirođặcthù.Dovậy, trongluận ánnàytácgiảđolườngmứcđộCNRR củacácCTNYViệtNamquahaithướcđolàrủirotổngthểvàrủirođặc thù Rủi ro đặc thù phản ánh các rủi ro cá biệt của công ty trong khi đó rủi ro tổngthể (bao gồm rủi ro đặc thù và rủi ro hệ thống) phản ánh tất cả các rủi ro liên quan đếncông ty.

Vềt hư ớc đ o QT CT , đ ã c ó t ác g i ả tr on g n ư ớ c n gh iê n c ứ u v ề t á c độ ng củacá c nhâ n tố QTCT riêng lẻ như quy mô HĐQT, thành viên nữ trong HĐQT hay sở hữu nhànước, sở hữu nước ngoài đến mức độ CNRR được đo lường bởi biến động của ROA,ROE Chưa có nghiên cứu nào tại Việt Nam về tác động của cơ chế đãi ngộ đến mức độCNRR.Tácđộngcủasựkiêmnhiệmchứcvụtổng giámđốcvàchủtịchHĐQTđếnmứcđộ CNRR được đề cập nhưng không tìm thấy bằng chứng để kết luận mối quan hệ tạiViệt Nam Do vậy, ngoài kiểm định tác động của các nhân tố QTCT đã được nghiên cứu đề cập như quy mô HĐQT, sự độc lập của HĐQT, thành viên nữ trong HĐQT hay sởhữu nhà nước, sở hữu nước ngoài đến mức độ CNRR nhưng có sự khác biệt là mức độCNRR được đo lường bởi rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù, tác giả còn đo lường QTCTvới các nhân tố quản trị chưa được nghiên cứu như thù lao của ban giám đốc và tỷ lệkiêmnhiệmcủacácthànhviênHĐQTtrongbangiámđốc.QuyđịnhvềQTCTtạikhoản3 điều 13 Nghị định 71/NĐ-CP tại Việt Nam có nội dung khuyến khích “Công ty đạichúng cần hạn chế tối đa thành viên Hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức danh điều hànhcủa công ty để đảm bảo tính độc lập của Hội đồng quản trị”là cơ sở để tác giả đo lườngsựkiêm nhiệmtheotiêu chínêu trên.

Thứ hai,tác động của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR có thể là tích cực hoặctiêu cực Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Trung Quốc đã cho thấy sở hữu nhà nướctác động tiêu cực đến mức độ CNRR của các CTNY phi tài chính Tuy nhiên trong lĩnhvực ngân hàng, sở hữu nhà nước trong các NHTM quốc doanh liên quan đến mức độCNRR lớn hơn Điều này hàm ý rằng sở hữu nhà nước làm giảm mức độ CNRR tuynhiên trong các lĩnh vực hoạt động phục vụ cho các mục tiêu thuộc về chính sách, ansinh xã hội và có rủi ro cao mà các công ty tư nhân không muốn tham gia thì sở hữu nhànướccaogắnmứcđộCNRRlớnhơn.SởhữunhànướcởViệtNamcũngcóvịtrívàvaitròk hátươngđồngnhưtạiTrungQuốc.Cáccôngtycótỷlệsởhữunhànướccaocó vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy phát triển kinh tế, xã hội và cũng được chỉ rarằng sử dụng đòn bẩy tài chính nhiều hơn Do đó, tác giả nghi ngờ rằng có thể tồn tạimốiquanhệphituyếntínhdạngchữUvềtácđộngcủasởhữunhànướcđếnmứcđộ

CNRR Nghiên cứu này có thể được xem là tiên phong trong việc tìm kiếm bằng chứngthực nghiệm về tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR tại cácCTNYViệtNam.

Thứ ba,khoản 2 điều 30 của Thông tư 121/2012/TT-BTC quy định“Cơ cấuthành viên Hội đồng quản trị cần đảm bảo sự cân đối giữa các thành viên nắm giữ cácchức danh điều hành với các thành viên độc lập, trong đó tối thiểu một phần ba (1/3)tổngsốthànhviênHộiđồngquảntrịlàthànhviênđộclập”ápdụngđốivớicáccông tyđạ i c h ú n g q u y m ô l ớ n v à C T NY c ó h i ệ u l ự c k ể t ừ n g à y 1 7 / 9 / 2 0 1 2 ( q u y đ ị n h t r ê n hiện tại vẫn tiếp tục có hiệu lực trong quy định tại khoản 5 điều 13 của Nghị định số71/2017/NĐ-CP kể từ ngày 01/08/2017 với phạm vi áp dụng cho tất cả các công ty đạichúng) Thông tư 121/2012/ TT-BTC dẫn đến các CTNY phải tăng số lượng thành viênđộc lập để đạt tỷ lệ tối thiểu 1/3 trong HĐQT Các công ty chưa đáp ứng yêu cầu nàytrướcnăm2012phảităngsốlượngthànhviênđộclậpđểđạttỷlệnhưtrên.

Quy định này được đưa ra vì mục tiêu cải thiện QTCT của các công ty đại chúngquy mô lớn và CTNY, do đó cũng có tác động đến mức độ CNRR của các CTNY ViệtNam Tác động của thành viên HĐQT độc lập đến mức độ CNRR sẽ được kiểm chứngrõ ràng và đáng tin cậy thông qua việc nghiên cứu đối với nhóm công ty có tỷ lệ thànhviênđộclập trong HĐQT chưađạtđủ1/3bắtbuộcphảit ă n g s ố l ư ợ n g t h à n h v i ê n HĐQT độc lập để đạt được tỷ lệ trên tại thời điểm năm 2012 Tác động này chưa đượccáct á c g i ả t r o n g n ư ớ c q u a n t â m k i ể m c h ứ n g D o v ậ y , n g h i ê n c ứ u n à y s ẽ l à m r õ t á c động của việc gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT theo quy định củaThôngtư121/2012/TT-BTCđếnmứcđộCNRRtạicácCTNYViệtNam.

C N R R t r o n g c á c nghiên cứu, theo đó mức độ CNRR của các CTNY phi tài chính được đo lường thôngquas ự b i ế n đ ộ n g T S S L c ủ a c ô n g t y t r ê n s ổ s á c h k ế t o á n ( n h ư b i ế n đ ộ n g c ủ a R

O A , ROE) hoặc trên TTCK (bao gồm rủi ro tổng thể, rủi ro hệ thống, rủi ro đặc thù). Ngoàira,m ộ t s ố ch ỉ t i ê u n h ư đ ò n b ẩ y tà i c h í n h , k h ả n ă n g s ố n g s ó t c ủ a c ô n g t y , b i ế n đ ộ n g của tỷsố Tobin’sQ, hệ sốZ-score cóthể được sửdụngđ ể đ o l ư ờ n g m ứ c đ ộ C N R R của các công ty trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng QTCT có thể được đo lường thôngqua một chỉ số được tổng hợp từ các các thẻ điểm của các nhân tố QTCT riêng lẻ (nhưchỉ số G-Index, Gov-Score, E- Index, ) hay chỉ tập trung vào một hoặc một số nhân tốQTCT cụ thể Các nhân tố QTCT cụ thể thuộc một trong hai nhóm đó là các nhân tốthuộcquảntrịbêntrong(quymôHĐQT,sựđộclậpcủaHĐQT,sựkiêmnhiệmchứcvụ chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc, thành viên nữ trong HĐQT, sở hữu nhà nước, sởhữu nước ngoài, sở hữu cổ đông lớn, tập trung quyền sở hữu, sở hữu tổ chức, thù laoHĐQT,thùlaobangiámđốc)hoặcbênngoàicôngty(bảovệnhàđầutư,quyền củach ủnợ,vănhóaquốcgia,thểchếchínhhaymôitrườngbềnvữngvàR&D,…).

Kết quả thực nghiệm về tác động của QTCT đến mức độ CNRR cũng được tácgiả tổng quan theo hai nhóm đó là tác động của các nhân tố quản trị bên ngoài và tácđộng của các nhân tố quản trị nội bộ đến mức độ CNRR của công ty Nhìn chung, kếtquảtácđộngkhôngcósựthốngnhấtkhinghiêncứutạicácquốcgiakhácnhau.

Một số bằng chứng thực nghiệm cho thấy sở hữu nhà nước có tác động nghịchchiều đến mức độ CNRR tuy nhiên khi xem xét riêng cho nhóm công ty có tỷ lệ sở hữunhà nước cao (chẳng hạn tỷ lệ sở hữu kiểm soát) thì mối quan hệ tác động này lại làthuận chiều Do đó, tác giả cho rằng có thể tồn tại mối quan hệ phi tuyến (dạng chữ U)giữa sởhữunhànướcvàmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Trên cơ sở tổng quan nghiên cứu, tác giả đã chỉ ra 3 khoảng trống nghiên cứu:Thứ nhất, tác động củaQTCT đếnmức độC N R R đ ư ợ c n g h i ê n c ứ u t ạ i V i ệ t

N a m v ớ i các nhân tố QTCT bao gồm quy mô HĐQT, sự độc lập của HĐQT, thành viên nữ trongHĐQT, sở hữu nhà nước, sở hữu nước ngoài Các nhân tố như thù lao của ban giám đốcvàsựkiêmnhiệmcủathànhviênHĐQTtrongbangiámđốcvẫnchưa đượcđềcập.MứcđộCNRR đo lường thông qua rủi ro tổng thể có được đề cập nhưng rất hạn chế, rủi rođặcthùchưađượcsửdụng.Dođó,luậnánnghiêncứutácđộngcủatấtcảcácnhântố

QTCT nêu trên đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam được đo lường qua 2 thướcđo là rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù.Thứ hai, chưa có nghiên cứu mối quan hệ phituyến tính về tác động của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR của các CTNY ViệtNam.Thứ ba, tác động của Thông tư 121/2012/TT-BTC về QTCT (quy định tỷ lệ thànhviên độc lập trong HĐQT) đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam chưa đượcnghiên cứu, kiểm chứng.Đ â y l à c á c h ư ớ n g n g h i ê n c ứ u c h í n h c ủ a l u ậ n á n s ẽ đ ư ợ c t á c giảđềcậpvàgiảiquyếttrongcácchươngsau.

Mứcđộchấpnhậnrủirocủacáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkhoán

Rấtn h i ề u n g h i ê n c ứ u đ ề c ậ p đ ế n r ủ i r o T ừ đ i ể n O x f o r d t i ế n g A n h t r í c h d ẫ n rằng việc sử dụng thuật ngữ này xuất hiện sớm nhất trong tiếng Anh (theo cách viết“risque” của từ gốc tiếng Pháp “risque”) là vào năm 1621 và được đánh vần là rủi ro(tiếng Anh “risk”) từ năm 1655, theo đó rủi ro là“khả năng xảy ra tổn thất, mất máthoặcn h ữ n g k ế t q u ả x ấ u ”.C á c n g h i ê n c ứ u k h á c t r o n g c á c l ĩ n h v ự c n h â n c h ủ n g h ọ c , tâm lý học, kinh tế, quản lý (chẳng hạn của Knight, 1921; Kogan & Wallach, 1964;Douglas & Wildavs, 1982; MacCrimmon & Wehrung, 1986; Slovis, 1987; Heimer,1988;Yates & Stones, 1992; Sitkin

&Pablo,1992 – tríchd ẫ n t r o n g S h a p i r a , 1 9 9 7 , tr.3)đ ề c ậ p t h ê m c á c đ ị n h n g h ĩ a k h á c v ề r ủ i r o , m ỗ i t á c g i ả t h e o c á c g ó c n h ì n k h á c nhau lạiđưa rađịnhnghĩarủirokhácn h a u N h ư v ậ y , r ủ i r o l à m ộ t k h á i n i ệ m đ ư ợ c xemxéttrênquanđiểmđangành.

Trong luận án này, tác giả sẽ xem xét khái niệm rủi ro và mức độ CNRR liênquantớihànhviraquyếtđịnhcủacácnhàquảnlýcôngty.

Vlek & Stallen (1980) chỉ ra rằng một số nghiên cứu trước đã có đề cập về rủi ronhưngchưar õr à n g đểcóthể đ o l ư ờ n g đ ư ợ c r ủ i ro d o h à n h vi r a quyếtđ ị n h Ch ẳn g hạ n,cáctácgiảnêuramộtđịnhnghĩađịnhtínhvềrủirolà“sựmôtảđầyđủvềcáckếtq u ả k h ô n g m o n g m u ố n c ó t h ể x ả y r a c ủ a m ộ t q u á t rì nh h à n h đ ộ n g c ù n g v ớ i d ấ u hiệu về khả năng và mức độ nghiêm trọng của chúng”(Vlek & Stallen, 1980, tr 275).Có thể thấy định nghĩa như vậy không đưa ra bất cứ tiêu chí rõ ràng nào để có thể đolườngđược cácquyết địnhCNRR.Cáctác giảc h o r ằ n g đ ị n h n g h ĩ a r ủ i r o t h í c h h ợ p nên được xem xét như là một biến định lượng để có thể đánh giá được mức độ nghiêmtrọngcủarủiro.Theođó,“rủiro”cùngvớivấnđề“mứcđộnghiêmtrọngcủarủiro”ha y “khả năng chấp nhận các hoạt động rủi ro” cần được thể hiện trong cùng một địnhnghĩarủirophùhợp.

Vlek & Stallen kết luận rằng “rủi ro là xác suất xảy ra các tổn thất cùng với quymô (được đo lường tin cậy) của chúng” Ngoài ra cũng cần cân nhắc mối quan hệ rủi rovà lợi ích, phân tích rủi ro - lợi ích phải dựa trên sự đánh giá các kết quả mong muốn vàkhôngmongmuốncóthểxảyracùngvới xácsuấtcủachúng Kếtluậnnàycósựkế thừa từ định nghĩa rủi ro của Allais (1953) rằng “rủi ro là phương sai của phân phối xácsuấtvớitấtcảcáckếtquảcóthểxảyra,baogồmcảlợiíchvàtổnthất”.

(i)khixemrủirolàmộtyếutốraquyếtđịnhtronglýthuyếtraquyếtđịnh,“rủiro là sự phản ánh biến động của phân phối các kết quả có thể xảy ra, khả năng xảy racác kết quả và giá trị của chúng” Các tác giả đồng quan điểm với

Pratt(1964),Arrow(1965)rằngcáckếtquảnàycóthểlàlợiíchhoặctổnthất.Nhưvậy,rủirotheo quan điểm này cơ bản giống với các kết luận của Vlek & Stallen (1980) đã nêu ởtrên Ngược lại,(ii)khi xem xét rủi ro theo quan điểm của các nhà quản lý công ty (khinghiên cứu qua bảng hỏi thu thập ý kiến của các nhà quản lý cao cấp) các tác giả nhậnthấy có rất ít khuynh hướng đánh đồng rủi ro là sự biến động của các phân phối xác suấtcác kết quả có thể xảy ra Ba điểm khác biệt với rủi ro trong lý thuyết ra quyết định đượcchỉrõđólà:hầuhếtcácnhàquảnlýkhôngchắcchắnrằng nhữngkếtquảtíchcựclàmộtkhíacạnhcủarủiro(80%ýkiếngắnrủirovớinhữngkếtquảtiêucực);rủirokhôn gphảilà một khái niệm liên quan đến xác suất; và mặc dù các nhà quản lý đòi hỏi sự chính xáctrongướclượngrủirobằngđịnhlượngnhưngrấtítsựmongmuốngiảmthiểurủirobằngmột phương thức định lượng đơn thuần March & Shapira ủng hộ quan điểm về rủi rotheo góc nhìn của lý thuyết ra quyết định khi khẳng định rằng các nhà quản lý công tynhìnnhậnrủirovừakémrõràngvừakhácbiệtvớirủirotronglýthuyếtraquyếtđịnh.

Như vậy, rủi ro ở đây cần bao hàm cả vấn đề “mức độ nghiêm trọng của rủi ro”hay

“khả năng CNRR”, rủi ro có thể lượng hóa thành một biến định lượng đo lườngđượcvàcầnxemxétrủirobaogồm cảkếtquảtiêucựcvàtíchcực.

Tuy nhiên khái niệm rủi ro trong hoạt động của công ty ngoài việc bao hàm cácvấn đề trên thì còn phải đồng thời thể hiện được thước đo dùng để đo lường nó Tức làcần chỉ rõ sự biến động của các kết quả ở đây là sự biến động của cái gì? Như đã biết,mục tiêu của các công ty khi thực hiện các dự án đầu tư rủi ro suy cho cùng là để nhằmmang lại lợi nhuận cho công ty, làm tối đa hóa giá trị công ty Các công ty có nhiều hoạt động rủi ro thường gắn liền sự biến động về thu nhập lớn hơn (John & cộng sự, 2008).Do đó, rủi ro trong công ty cần xét trong mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận Bromiley(1991, tr.8) đồng quan điểm với các tác giả Bowman (1980, 1982, 1984) vàFiegenbaum&Thomas(1985,1986,1988)đãđịnhnghĩa“rủirolàsựkhôngchắcchắncủad òng thu nhập của công ty” Trong định nghĩa này, “rủi ro” được định nghĩa là “sự khôngchắc chắn” (như Sanders & Hambrick (2007) đã nhận xét rằng nhiều nhà nghiên cứu sửdụng thuật ngữ “rủi ro” (risk) và “sự không chắc chắn” (uncertainty) thay thế cho nhauhoặc sử dụng thuật ngữ này để định nghĩa thuật ngữ kia) và kết quả của rủi ro thể hiệnqua biến động của dòng thu nhập của công ty Các dòng thu nhập của công ty có thể đolườngđược,đồngthờisựkhôngchắcchắnthểhiệncác dòngthunhập đượcxemxétb ao gồm cả những kết quả tốt và không tốt Đây là định nghĩa rủi ro của công ty đượcchấp nhận và kế thừa trong nhiều các nghiên cứu sau này (như Wright & cộng sự, 1996;John&cộng sự,2008).

Rủirolàcơsởquantrọngđểthựchiệnhànhviraquyếtđịnhcủacácnhàquảnlýcôngty,đ iềunàyđượcchỉratrongcácnghiêncứunhưlýthuyếtra quyếtđịnh(Allais,1953; Arrow, 1965), rủi ro trong hệ tư tưởng của các nhà quản lý (Peters & Waterman,1982) hay sự quan tâm ngày càng tăng lên trong việc đánh giá và quản lý rủi ro (Crouch& Wilson, 1982) Các nhà quản lý đã nhận thấy sự cần thiết phải CNRR trong các hoạtđộng quản lý của công ty (March & Shapira, 1987) Đây là một nhiệm vụ quan trọngtrong hoạt động quản lý, có đặc điểm là người ra quyết định phải cân nhắc trong nhiềulựachọnliênquanđểđưara cácquyếtđịnh(Shapira,1997).

March & Shapira (1987), Yates (1992) cho rằng CNRR là“hành vi ra quyết địnhtrong sự không chắc chắn trong đó có ít nhất một lựa chọn liên quan đến khả năng xảyra tổn thất” Yates (1992) cho rằng các tổn thất tại giá trị của điểm tham chiếu đối vớimộtsốngườiđólà mấtmát/tổnthất nhưng đốivớingườikhác lạilàphầnthưởn g/lợi ích, điều này phụ thuộc vào tham chiếu hiện trạng của họ Như vậy, tổn thất ở đây cũngđược xem xét cả mặt tích cực và tiêu cực Sự không chắc chắn trong hành vi CNRR baohàmxác suấtxảyrakếtquảvàgiá trịcủakếtquảđó.

Trong một nghiên cứu khác, Wright & cộng sự (1996, tr.442) định nghĩa CNRRcủa công ty là“sự phân tích và lựa chọn các dự án với sự không chắc chắn thể hiện quabiến động của các kết quả kỳ vọng tương ứng là dòng tiền của công ty” Thống nhất vớicác tác giảB r o m i l e y ( 1 9 9 1 ) ,

C o n r o y & H a r r i s ( 1 9 8 7 ) , I m h o f f & L o b o ( 1 9 8 8 ) , W r i g h t & cộng sự (1996) cho rằng sự biến động của dòng thu nhập của công ty thể hiện kết quảcủahànhviCNRR.ĐịnhnghĩanàycủaWright&cộngsựcóthểlàđịnhnghĩavềCNRRliên quan nhất với hành vi ra quyết định của nhà quản lý công ty Để hành vi CNRR cóthể xảy ra trước hết phải đánh giá rủi ro, xử lý và chuyển đổi thành hành vi hành động,quá trình này gọi là nhận thức rủi ro và CNRR(Fischhoff & cộng sự, 1981) Như vậy,CNRRchínhlàhànhviraquyết địnhsauquátrìnhnhậnthức rủiro.

Chưacó định nghĩachính xác cho cụmtừ “mứcđ ộ C N R R ” m à c h ỉ c ó đ ị n h nghĩa “rủi ro” (risk) bao hàm “mức độ nghiêm trọng của rủi ro” hay “khả năng CNRR”như Bromiley (1991) hay định nghĩa “CNRR” (risk taking) trong các nghiên cứu nướcngoài như March & Shapira (1987), Yates (1992), Wright & cộng sự (1996) đã đề cập.Tuynhiênnhưđãphântích,rủirolàmộtbiếncóthểđịnhlượngnênkếtquảcủahànhvi CNRR của các nhà quản lý cũng cần phảiđ ư ợ c đ ị n h l ư ợ n g C á c c ụ m t ừ “ t h e d e g r e e of corporate risk taking” (Jiraporn & cộng sự, 2015; Jiraporn & Lee, 2017),

“corporaterisk taking” hay ngắn gọn “risk taking” (Bromiley,1991;W r i g h t

& c ộ n g s ự , 1 9 9 6 ; John & cộng sự, 2008; Faccio & cộng sự, 2011; Koerniadi & cộng sự, 2014; ) có cáchđo lường tương tự nhưng được sử dụng thay thế cho nhau trong các nghiên cứu nướcngoài Do đó được tác giả gọi là “mức độ CNRR của công ty” để thể hiện kết quả đolườnghànhviCNRRcủacácnhàquảnlý.Cụthểhơn,đâylàmứcrủirothểhiệnkếtquả của việc ra quyết định của nhà quản lý khi thực hiện các dự án của công ty sau quátrình nhận thức rủi ro Mức rủi ro này được đo lường qua sự biến động của dòng thunhậpcủacôngty,baogồmcảcáckếtquảtốtvàkhôngtốt.Cáchgọi nàycũngtương tự với một số nghiên cứu thực hiện tại Việt Nam (như Nguyễn Hoàng Anh & Ngô PhúThanh(2019),PhanThùyDương&VũThịQuỳnhMai,2020).

Từ đó, có thể hiểu:mức độ CNRR của công ty là mức rủi ro khi các nhà quản lýđưaraquyếtđịnhthựchiện cácdựánvớisựkhôngchắcchắnđược thểhiệnquas ựbiến độngcủacácdòngthu nhậpcủacôngty.

2.1.2 Sự cần thiết phải chấp nhận rủi ro của các công ty niêm yết trên thịtrườngchứngkhoán

Mục tiêu của các CTNY khi đưa chứng khoán ra thị trường trước hết là để huyđộng vốntừcác cổ đông nắm giữ cổ phiếucủa công ty.K h i v ố n c h ủ s ở h ữ u t ă n g l ê n , khả năng vay nợ của công ty cũng được cải thiện Điều này giúp công ty có được nguồnvốn lớn hơn để tài trợ cho các dự án đầu tư nhằm kỳ vọng mang lại lợi nhuận lớn hơncho công ty Việc niêm yết chứng khoán thành công trên TTCK giúp cho công ty nângcaouytín,hìnhảnhvàthuhútđượcđộingũnhânlựctốthơn,cảithiệnnănglựcquảnlý vànăngsuấtlao động Trong quá trình niêm yết, CTNY còn phải đápứ n g c á c y ê u cầunghiêmngặtvềcôngbốthôngtinvàbảođảmđộchínhxáccủacácbáocáotàichính.Như vậy,hoạt động niêm yết chứng khoán giúp cho các CTNY có được nguồn vốn lớnhơn để tài trợ cho các dự án đầu tư, tăng tính minh bạch và nâng cao hiệu quả hoạt động.Những kết quả nêu trên sẽ có tác động tích cực đến cổ phiếu của công ty,làm cho nótăng giá trên TTCK Nhờ đó giá trị của công ty tăng lên, tức là giá trị cho các cổ đôngđượcgiatăng.

Trong nỗ lực tối đa hóa giá trị cho các cổ đông thì các CTNY cũng luôn phải đốidiện với các rủi ro như của một công ty bình thường (không phải là CTNY) và kể cả các rủi ro khi niêm yết chứng khoán trên TTCK Các rủi ro có thể kể đến như thất bại trongcác dự án đầu tư của công ty hay bị pha loãng quyền kiểm soát, bất lợi do các thông tincủa công ty bị công bố, xung đột lợi ích trong công ty, chịu ảnh hưởng bất lợi từ nhữngdiễn biến của TTCK… Tuy nhiên, các CTNY vẫn chấp nhận các rủi ro để thực hiện mụctiêu tốiđahóalợiích chocáccổđông.

Cơ sở để giải thích cho việc CNRR của các CTNY có thể được xem xét từ lýthuyết đánh đổi rủi ro - lợi nhuận (Risk - Return Trade - off Theory) được đề xuất bởiMarkowitz (1952).Trong nghiên cứu củamình, Markowitz sửdụng thuật ngữ“ l ợ i nhuận kỳ vọng” (expected yield, expected return) để thay thế cho “lợi nhuận” (yield,return) và “biến động của lợi nhuận” (variance of return) để thay thế cho “rủi ro” (risk).TácgiảMarkowitzcho rằngrủirovàlợinhuậncómốitươngquanthuậnchiềuvớinhau,nghĩa là sự biến động của lợi nhuận của một danh mục đầu tư/ tài sản càng lớn thì lợinhuậnkỳvọngthuvềcàngcao.Mốiquanhệtíchcựcnàytiếptụcđượckhẳngđịnhtrongcác nghiên cứu của Sharpe (1964), Lintner (1965), Merton (1973) trong mô hình CAPM(Capital Asset Pricing Model) khi các tác giả phát triển lý thuyết đánh đổi rủi ro - lợinhuận của Markowitz (1952) Mô hình CAPM chỉ ra mối quan hệ tuyến tính giữa lợinhuận kỳ vọng của một chứng khoán so với lợi nhuận trung bình của một danh mục đầutư được điều chỉnh thông qua hệ số phản ánh rủi ro (hệ số beta) của chứng khoán Hệ sốbeta lớn hơn 1 phản ánh rủi ro của chứng khoán cao hơn mức rủi ro chung của danh mụcđầu tư do đó lợi nhuận kỳ vọng của chứng khoán cao hơn lợi nhuận trung bình của cảdanh mục đầu tư Ngược lại, hệ số beta nhỏ hơn 1 nghĩa là rủi ro của chứng khoán thấphơn so với mức trung bình của danh mục đầu tư nên mức sinh lời kỳ vọng nhỏ hơn mứcsinh lời trungbình củadanhmụcđầutư.

Quảntrịcôngtycủacáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkhoán

2.2.1 Kháiniệmquảntrịcông ty Định nghĩa về QTCT có sự khác biệt tùy thuộc vào quan điểm của người xem xétnó(Gillan,2006).Dođó,địnhnghĩavềQTCTđượcđềcập theocácgócnhìnkhácnhau.

Solomon (2010) đưa ra hình ảnh tượng trưng cho các định nghĩa đã có về QTCTnhư một chùm quang phổ với các quan điểm hẹp ở một đầu và các quan điểm rộng baoquát hơn ở đầu bên kia Tác giả chỉ ra rằng quan điểm hẹp tập trung vào mâu thuẫn đạidiện giữa người sở hữu vốn và người quản lý sử dụng vốn (theo góc nhìn của lý thuyếtđạidiện)giớihạnQTCTtrongmốiquanhệgiữacôngtyvàcáccổđôngsởhữucôngty Điển hình cho quan điểm này là định nghĩa của Parkinson (1994):“QTCT là quátrìnhgiámsátvàkiểmsoátđượcthựchiệnnhằmđảmbảocáchoạtđộngquảnlýcôngty phù hợp với lợi ích của các cổ đông” Ngược lại, các tiếp cận theo quan điểm rộng vàbao quát hơn (theo góc nhìn của lý thuyết các bên liên quan) cho rằng QTCT là mộtmạng lưới của các mối quan hệ, không chỉ giữa công ty và chủ sở hữu mà còn giữa côngty và các bên liên quan bao gồm người lao động, khách hàng, nhà cung cấp, chủ nợ,…Minh chứng cho quan điểm này được thể hiện qua định nghĩa của

Vishny(1997)chorằng“QTCTnhưlàcáchthứcđảmbảochocácnhàcungcấptàichínhcho công ty sẽ nhận được lợi nhuận từ khoản đầu tư của mình” Nhà cung cấp tài chính ởđâykhôngchỉcócáccổđôngsởhữucổphầncủacôngtymàcònbaogồmcảcácchủnợ (ví dụ các ngân hàng – họ cũng là những nhà đầu tư lớn và tiềm năng; họ có cáckhoản đầu tư lớn vào công ty và muốn thấy lợi nhuận từ các khoản đầu tư thành hiệnthực (Shleifer & Vishny, 1997, tr 757)) Ở đây vấn đề lợi ích được hướng đến dành chocả cổ đông và các bên có liên quan Như vậy, có thể thấy các định nghĩa về QTCT ở trênchủ yếu tập trung vàomối quan hệgiữa côngty vàc á c b ê n c ó l i ê n q u a n , t r o n g đ ó n ổ i bậtnhất làmốiquanhệvớicáccổđông củacôngty.

Mộtsốđịnhnghĩakháctậptrung vàonộidungcủaQTCT.NhưKeasey&Wright(1993) cho rằng“QTCT bao gồm các cấu trúc, quy trình, văn hóa và hệ thống nhằmmang đến thành công cho hoạt động của một tổ chức”; Canon (1994) định nghĩa“quảntrị của một công ty là tổng thể các hoạt động tạo nên quy định nội bộ của công ty phùhợp với các nghĩa vụ của nó theo luật pháp, quyền sở hữu và kiểm soát Nó kết hợp sựquản trị về tài sản, vấn đề quản lý và thực hiện của công ty” Một số định nghĩa nhấnmạnh vào vấn đề

“giám sát” và “kiểm soát” như định nghĩa QTCT của Parkinson (1994)đã nêu ở trên hay Gillan & Starks (1998) kết hợp vấn đề trên nhưng xem xét từ một gócnhìnrộnglớnhơnđãđịnhnghĩa“QTCTlàhệthốngcácluậtlệ,quytắcvàcácyếutốđểk iểmsoáthoạtđộngtạimộtcôngty”. ĐịnhnghĩaQTCTcòncóthểtìmthấytrongcácquychế,điềulệQTCTcủacáctổ chức kinh tế quốc tế Tổ chức tài chính quốc tế (IFC) tại Việt Nam cũng khẳng địnhrằng không có một định nghĩa về QTCT có thể áp dụng được cho tất cả các tình huốngvà khu vực pháp lý Các định nghĩa khác nhau tồn tại cho đến ngày nay phần lớn phụthuộc vào các nhà nghiên cứu hoặc các thể chế, các quốc gia và truyền thống pháp lý.Cách tiếp cận vấn đề của các tổ chức tổ chức kinh tế quốc tế cũng có những điểm tươngđồng với các nhà nghiên cứu Ở một góc nhìn tổngquát,IFC(2010) địnhn g h ĩ a n g ắ n gọn“QTCT là nhữngc ấ u t r ú c v à q u y t r ì n h t r o n g v i ệ c đ ị n h h ư ớ n g v à k i ể m s o á t c ô n g ty”.

Trong khi đó tài liệu bộ nguyên tắc QTCT của G20/OECD xuất bản lần đầu năm1999, sửa đổi năm 2004 và cập nhật gần nhất là năm 2015 đưa ra định nghĩa QTCT kháchi tiết và đã được chấp nhận phổ biến toàn cầu“là thủ tục và quy trình mà theo đó mộttổchứcđượcđiềuhànhvàkiểmsoát.CơcấuQTCTquyđịnhrõviệcphânchiaquyềnl ợi và trách nhiệm giữa các đối tượng tham gia khác nhau trong tổ chức - như HĐQT,ban điều hành, cổ đông và các bên có quyền lợi liên quan khác - và đặt ra các nguyêntắcvàthủ tụccho việcra quyết định”.

Nhìn chung, không có một định nghĩa thống nhất về QTCT Đa số các định nghĩađề cập QTCT là một tập hợp bao gồm các thủ tục, quy trình mà thông qua đó công tyđược điều hành và kiểm soát nhằm bảo vệ và mang lại lợi ích cho các cổ đông của côngty,cácđịnhnghĩatheoquanđiểmmởrộngđềcậpbaogồmcảlợiíchcủacácbênc óliên quan đến công ty.Do đó, theo tác giả cót h ể h i ể u :QTCT là hệ thống các thủ tục,quy trình mà theo đó một công ty được điều hành và kiểm soát nhằm hướng đến lợi íchcủacáccổđôngvàcácbêncóliênquancủacôngty.

Lý thuyết đại diện (Fama & Jensen, 1983) đã cho thấy rằng trong CTCP luôn tồntại vấn đề xung đột lợi ích và QTCT chính là chìa khóa để giảm thiểu các vấn đề xungđộtlợiíchtrongcông ty.

Xung đột lợi ích trong các CTNY được định nghĩa như một tình huống, trong đócác cá nhân hay tổ chức ở vào vị thế lợi ích bị ảnh hưởng khi các bên khác cố gắng thựchiện tối đa hóa lợi ích (Tạ Đình Hòa, 2016) Một số xung đột lợi ích thường tồn tại tronghoạtđộngcủa CTNYcóthểđềcậpđếnnhưsau:

 Xung đột giữa các cổ đông và các nhà quản lý:trong CTCP các chủ sở hữu cóthể không trực tiếp điều hành công ty mà thông qua các giám đốc được thuê Do khôngphảilàngườisởhữuvốnnêntrongmộtsốtrườnghợpcácnhàquảnlýcóthểkhônghànhđộngvì mụctiêutốiđahóagiátrịchocáccổđông.Chẳnghạn,cácnhàquảnlýcóthểđưaracácquyếtđịnhđầutưnh ằmđạtđượcmụctiêungắnhạnđểđảmbảochứcvụhoặcnhậnđượccácđãingộcủahọthayvìhướngtớicá cmụctiêudàihạnnhằmlàmtănggiátrịcủacôngty.Dovậy,xungđộtgiữacổđôngvànhàquảnlýđượ cgọilàxungđộtngườiđạidiện.

 Xungđộtgiữacổđônglớnvàcổđôngthiểusố(cổđôngnhỏ):cổđônglớnvàcổ đông thiểu số có thể có những mục tiêu khác nhau khi nắm giữ cổ phiếu của công ty.Cáccổđônglớnnắmgiữnhiềucổphiếucủacôngtythườnghướngđếncácmụctiêu dài hạn như mục tiêu tăng giá cổ phiếu Ngược lại, nhiều cổ đông thiểu số mong muốnnhanh chóng thu hồi khoản đầu tư của mình thông qua việc nhận được nhiều cổ tức thayvì giữ lại nhiều lợi nhuận để tái đầu tư hoặc sẵn sàng bán cổ phiếu đang nắm giữ khi giácổphiếutăngdocáchiệuứngtíchcựctạmthời.Điềunàydẫnđếncácxuhướnghànhđộngkhác nhau giữa cổ đông lớn và cổ đông thiểu số Trong mối quan hệ lợi ích này, các cổđông thiểu số luôn được xem là “thấp cổ bé họng” và chịu nhiều thiệt thòi hơn.

CIEM(2014)dẫnchứngmộtsốtrườnghợpquyềnlợicủacổđôngthiểusốkhôngđượctôntrọngnhưkhi đượcquyềnthamdựhọpĐạihộicổđôngđểđượcnghecácthôngtinbáocáokiểm toánvàbiểuquyếtcácvấnđềthuộcvềthẩmquyềncủaĐạihộicổđôngthìmộtsốCTCPlạicốtìnhtổchứcđ ạihộitạinhữngđịađiểmởxanhằmgâykhókhăn,tốnkémvềthờigianvàchiphíđilạichocáccổđôngnhỏl ẻđểhọkhôngthamdựđược.Trongtrườnghợpthamdựđầyđủthìcáccổđôngthiểusốcũngchủyếuđượcngh ecácbáocáođãđượcchuẩnbịsẵndoChủtịchHĐQThoặcTổnggiámđốctrìnhbày.Cácquyếtđịnhtrong đạihộidễdàngđượcthôngquatheoýchícủacáccổđônglớndohọcósốphiếubiểuquyếtápđảođếntừtỷlệsởh ữuvượttrộisovớicáccổđôngthiểusố.

 Xungđộtgiữacácnhómcổđông làcáctổchức,cánhân,cácđịnhchếtàichínhkhácbiệtvềchiến lượcđầutư:

Các cổ đông là các định chế tài chính như các quỹ đầu tư, các công ty tài chính,công ty bảo hiểm, sở hữu cổ phần và theo đuổi các mục tiêu lợi nhuận và rủi ro khácnhau. Chẳng hạn, các quỹ đầu tư hưu trí, quỹ bảo hiểm thường theo đuổi các chiến lượcđầu tư an toàn hơn và chấp nhận mức sinh lời kỳ vọng thấp hơn Ngược lại, các quỹ đầutư mạo hiểm theo đuổi các chiến lược đầu tư rủi ro hơn để kỳ vọng nhận được mức sinhlời cao Như vậy, các quỹ đầu tư an toàn thường ủng hộ các quyết định phân phối lợinhuận hay chia cổ tức cho cổ đông của công ty để có thu nhập ổn định trong khi các quỹđầu tư mạo hiểm muốn công ty giữ lại nhiều lợi nhuận để tái đầu tư nhằm thúc đẩy côngty tăng trưởng trong tương lai Tuy nhiên, các xung đột giữa hai nhóm đầu tư này có thểđược hóa giải ngay từ đầu khi các định chế tài chính này lựa chọn đối tượng để đầu tưphù hợpvới chiến lượcđầutư củamình.

Chủ sở hữu nhà nước là một cổ đông thường có mục tiêu sở hữu khác biệt so vớicáccổđôngcònlạitrongcôngty.Khácvớimụctiêutốiđahóagiátrịcôngtycủacáccổ đông khác, cổ đông nhà nước muốn hoạt động của công ty hỗ trợ cho việc thực hiệncác chính sách của nhà nước, phát triển kinh tế xã hội Ở nhiều doanh nghiệp có sở hữunhà nước chiếm tỷ lệ cao và kiểm soát, người đại diệnchophần vốns ở h ữ u n h à n ư ớ c cóxuhướngápđặtcácquyếtđịnhvềđầutư,bổnhiệmnhânsự,phânbổlợinhuận,… mà không coi trọng ý kiến của các cổ đông còn lại trong công ty Điều này dẫn đến xungđộtlợiíchgiữacổđôngnhànướcvàcácnhómcổđôngkháctrongcôngty.

Chủ sở hữu nước ngoài là các tổ chức, cá nhân đầu tư vào các CTNY nhằm mụctiêu thâu tóm, tìm kiếm đối tác trong nước hoặc đầu tư để tìm kiếm lợi nhuận Các chủsở hữu nước ngoài thường có xu hướng ưa thích rủi ro bởi vì việc họ đầu tư ra khỏi lãnhthổ quốc gia của mình đã tiềm ẩn nhiều rủi ro do khác biệt về văn hóa, môi trường kinhdoanh hay pháp luật Với đặc thù đầu tư nhiều rủi ro như vậy, các cổ đông nước ngoàithường ủng hộ công ty đầu tư vào các chiến lược rủi ro hơn Điều này có thể trái ngượcvớimongmuốncủacáccổđôngtrongnướcvàgâyramâuthuẫnlợiích.

 Xungđộtgiữacổđôngvàchủnợ:chủnợlàngườicungcấpvốnchocôngtyvà được nhận một khoản thu nhập là phần lợi tới cố định theo các quy định trong hợpđồngchovaykýkếtvớicôngty.Đểraquyếtđịnhtàitrợvốn,cácchủnợthườngxemxét phần tài sản đảm bảo cho khoản vay của công ty Ngoài ra, chủ nợ còn cân nhắcphươngánsửdụngvốnvàdòngtiềndựkiếnthuvềtrongtươnglaitừphươngánđầut ư để bảo đảm rằng bên đi vay có khả năng chi trả được phần gốc vay và lãi vay chomình.Xungđộtlợiích giữacổ đôngvàchủnợcóthểxảyrakhichủsởhữucôngtys ử dụng khoản tiền được vay không đúng cam kết, ưu tiên sửd ụ n g d ò n g t i ề n t h u v ề phụcvụcholợiíchcủacổđông(chẳnghạnchialợinhuận,chiacổtứcthayvìgiữlạil ợin h u ậ n đ ể đ ầ u t ư t h ê m v à o t à i s ả n h a y để l ạ i d ò n g t i ề n n h ằ m bả o đ ả m ch o k h o ả n vay) hoặc các chủ sở hữu không có khả năng khả nợ gốc và lãi khi đến hạn thanh toándẫnđếnviệcphảithanhlýtàisảnđảmbảo.

 Xung đột giữa chủ sở hữu công ty với người lao động:người lao động là nhữngngười bỏ sức lao động ra để nhằm thu được tiền lương, tiền công Người sử dụng laođộng là người mua sức lao động để tạo ra lợi nhuận cho công ty Tâm lý của người laođộng là muốn bán sức lao động với giá cao nhất trong khi người mua sức lao động lạimuốn mua với giá rẻnhấtn h ằ m t ố i đ a h ó a l ợ i n h u ậ n t h u đ ư ợ c

Tácđộngcủaquảntrịcôngtyđếnmứcđộchấpnhậnrủirocủacáccôngtyniêmyế ttrênthịtrườngchứngkhoán

Cácnhàlýthuyếtraquyếtđịnhchỉrarằngquymôcủanhómraquyếtđịnhvàkết quả của quyết định có mối liên hệ với nhau Trong nghiên cứu ở lĩnh vực tâm lý họcxãhội,quyếtđịnhcủamộtnhómlớnđượccholà“ítcựcđoan”(lessextreme)hơnbởivì việc thuyết phục một nhóm lớn những người ra quyết định đưa ra một quyết định cựcđoan sẽ khó hơn nhiều so với một nhóm nhỏ (Kogan & Wallach, 1965) Trong kinh tếhọc, Sah & Stiglitz (1986) cho rằng do “sựđa dạng về quan điểm” khi ra quyếtđ ị n h theo nhóm nên rất khó để đạt được sự đồng thuận trong một nhóm lớn Các nhóm lớnhơncónhiềuk hả năngtừ chốicác dựán rủir o hơnvì mộ t dựánphảiđượcsốđông thànhviêntrongnhómcoilàtốttrướckhiđượcnhómchấpnhận.Dovậymàcácquyết địnhcuốicùngcủacácnhómlớnmangtínhônhòavàítrủirohơncácnhómnhỏ.

Thống nhất với quan điểm trên, một số nghiên cứu cho thấy rằng HĐQT quy mônhỏ hơn được cho là hiệu quả và năng suất hơn do ít gặp phải vấn đề giao tiếp và phốihợp (Lipton & Lorsch, 1992; Jensen, 1993) Khi HĐQT trở nên lớn hơn, công ty sẽ khósắpxếpcáccuộchọpHĐQTvàđểHĐQTđạtđượcsựđồngthuận.KếtquảlàHĐQTlớn có quá trình ra quyết định chậm hơn và năng suất kém hơn Vấn đề về giao tiếp vàphối hợp trong HĐQT lớn không chỉ làm chậm quá trình ra quyết định mà còn làm giảmbớttínhcựcđoancủacácquyếtđịnhvìHĐQTlớnhơncầncónhiềusựthươnglượngvà thỏa hiệp hơn để đi đến quyết định cuối cùng Do đó, các quyết định của HĐQT lớnhơn có xu hướng ít cực đoan hơn, tức là không tốt hoặc không xấu (Cheng, 2008) Điềunày ngụ ý rằng công ty có HĐQT lớn hơn có thể trải nghiệm rủi ro ít hơn và dòng thunhập củacông tycũngít thay đổihơn. b) SựđộclậpcủaHĐQTvàmứcđộCNRR

HĐQTl à c h ì a k h ó a t r o n g c ấ u t r ú c Q T C T n h ằ m k i ể m s o á t c á c n h à q u ả n l ý khôngđichệch khỏil ợ i í c h c ủa c á c cổđ ôn g( Fa ma & J ens en , 1983).Kh ả n ă n g th ựchiệnđượcvaitròcủamộtnhântốquảntrịhiệuquảcủaHĐQTphụthuộcvàosựđộclậpc ủ a n ó v ớ i h o ạ t đ ộ n g q u ả n l ý ( B e a s l e y , 1 9 9 6 ; D e c h o w & c ộ n g s ự , 1 9 9 6 ) T r o n g đó, sự độc lập của HĐQTliên quan đến tỷ lệ các thành viên độc lập trongc ơ c ấ u HĐQT.Cáct h à n h v i ê n đ ộ c l ậ p t h ư ờ n g l à c á c c h u y ê n g i a t r o n g t ừ n g l ĩ n h v ự c , n h ờ đ ó họ có thể phát huy lợi thế chuyên môn để đưaracác tưv ấ n c h o v i ệ c l ự a c h ọ n q u y ế t định của ban giám đốc (Fama & Jensen, 1983) thành viên

HĐQT độcl ậ p đ ư ợ c t i n tưởngr ằ n g s ẽ m a n g l ạ i s ự b ả o v ệ t ố t n h ấ t c h o c á c c ổ đ ô n g t r o n g v i ệ c g i á m s á t c á c hoạtđ ộ n g c ủ a b a n g i á m đ ố c b ở i v ì h o ạ t đ ộ n g g i á m s á t c ủ a h ọ đ ộ c l ậ p c ủ a v ớ i h o ạ t độngquảnlý(Baysinger&Butler,1985;Dalton&cộngsự,1998).

Từg ó c n h ì n c ủ a l ý t h u y ế t đ ạ i d i ệ n , c ó h a i g i ả t h u y ế t đ ố i l ậ p v ề t á c đ ộ n g c ủ a t hành viên HĐQT độc lập đến hành vi CNRR được đề cập, gọi là giả thuyết “theo đuổirủi ro” và “né tránh rủi ro” (Jiraporn & Lee, 2017) Đầu tiên, có thể thấy đa số các cổđông là những người thường xuyên nắm giữ một danh mục đầu tư đa dạng hóa Trongkhi đó các nhà quản lý công ty lại đặt hầu hết nguồn lực con người và lợi ích của mìnhgắn liền vớicông ty.Do đó các nhà quản lýgắn với rủi ro đặct h ù c ủ a c ô n g t y n h i ề u hơn (Fama, 1980; Amihud & Lev, 1981) Sự kém đa dạng hóa khiến người quản lý giatăngmứcđộsợrủiro,dẫnđếncácchiếnlượccủacôngtyítrủirohơn.HĐQTđộclập đạidiệnchomộtnhântốquảntrịmạnhmẽcóthểthúcđẩycácnhàquảnlýthựchiệncác chính sách của công ty theo hướng chấp nhận nhiều rủi ro hơn (Jiraporn & Lee,2017) Như vậy, quan điểm “theo đuổi rủi ro” lập luận rằng thành viên độc lập trongHĐQTdẫnđếnrủirocủacôngtycaohơn.

Ngượclại,giảthuyếtđối lậpchorằngcáckhuyến khíchhayđãingộcủacôngty là động lực thúc đẩy các nhà quản lý CNRR nhiều hơn, đặc biệt là những khuyếnkhích gắn liềnvới hiệu quả hoạtđộngc ủ a c ô n g t y M ộ t c ơ c h ế q u ả n t r ị h i ệ u q u ả mạnhđ ư ợ c k ỳ v ọ n g s ẽ b ả o v ệ c ổ đ ô n g k h ỏ i v i ệ c c h ấ p n h ậ n c á c r ủ i r o k h ô n g c ầ n thiết( J i r a p o r n & L e e , 2 0 1 7 ) D o đ ó , s ự c h i p h ố i c ủ a t h à n h v i ê n đ ộ c l ậ p t r o n g

H Đ Q T cót h ể tác đ ộ n g n g ư ợ c c h i ề u đ ế n hành vi C N R R t h ô n g q u a v i ệ c t ư vấnv à kiể m s o á t lựachọncácchiếnlượccủacôngtytheohướngí t r ủ i r o h ơ n ( B a y s i n g e r & Hoskis son,1990).B ê n c ạ n h đ ó , t r o n g m ộ t m ô i t r ư ờ n g q u ả n t r ị m ạ n h v à h i ệ u q u ả thì các nhàquảnlýđược hưởngít quyềntựdoh ơ n t r o n g v i ệ c x â y d ự n g c á c c h í n h sách côngt y V ớ i í t t ự d o h ơ n , c á c n h à q u ả n l ý c ó n h i ề u k h ả n ă n g p h ả i t h ỏ a h i ệ p vớicáccổđông,dẫnđếncác“quyếtđịnhcânb ằ n g ” h ơ n , t ứ c l à c á c q u y ế t đ ị n h khôngthực sự tốt cũngkhôngthực sự xấu Nhữngquyết định cân bằng nhưv ậ y d ẫ n đến ít biến độnghơntrong kết quảhoạt động củacôngty, điềunàyp h ả n á n h r ủ i r o thấphơn(Adams&c ộ n g s ự , 2 0 0 5 ) N h ư v ậ y , q u a n đ i ể m “ n é t r á n h r ủ i r o ” c h o r ằ n g sựđộclậpcủaHĐQTdẫnđếnítrủirohơn.

Như vậy, mối quan hệ giữa sự độc lập của HĐQT và mức độ CNRR có thể làthuận chiều hoặc nghịch chiều, điều này phụ thuộc vào thành viên độc lập đang theođuổi xuhướngnào:khuyếnkhíchrủi rohayhạnchếrủiro. c) ChủtịchHĐQTkiêmnhiệmtổnggiámđốc(sựkiêmnhiệm)vàmứcđộCNRR

Chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc có vị trí và vai trò khác nhau trong công ty.Chủ tịch HĐQT là người đứng đầu trong công ty có trách nhiệm điều hành HĐQT, tổnggiám đốc có trách nhiệm điều hành các hoạt động kinh doanh của công ty dưới sự giámsát của HĐQT Sự kiêm nhiệm xảy ra khi hai chức vụ chủ tịch HĐQT và tổng giám đốccùngdomột ngườinắmgiữ(Rechner&Dalton, 1991).

Lý thuyết đại diện lập luận rằng lợi ích của cổ đông cần được bảo vệ bằng cáchtách biệt vai trò chủ tịch HĐQT và tổng giám đốc Khi một người giữ cả hai vai trò làchủtịchvàtổnggiámđốcđiềuhànhthìquyềnlợicủacổđôngsẽkhôngđượcđảmbảovì có thể tạo ra chủ nghĩa cơ hội cho nhà quản lý và làm mất tính đại diện Bởi vì lýthuyếtnàychorằng cácnhàquảnlýsẽkhônghànhđộng để tốiđa hóalợiíchcủacáccổ đông trừ khi có một cơ chế giám sát phù hợp trong công ty (Jensen & Meckling, 1976).HĐQT có chức năng quan trọng trong cơ chế quản trị này, trong đó mối quan hệ giữa vịtrí chủ tịch HĐQT và giám đốc điều hành có vai trò then chốt (Tricker, 1984) Lợi íchcủa cổ đông sẽ chỉ được bảo vệ khi chủ tịch HĐQT không giữ chức vụ tổng giám đốcđiều hành hoặc tổng giám đốc điều hành có cùng lợi ích với cổ đông thông qua các ưuđãivàthùlao thíchhợp(Williamson,1984).

Tuynhiên,lýthuyếtnhàquảnlýlạicóquanđiểmngượclạirằnglợiíchcủacổđôngđược tối đa hóa khi kết hợp cả hai vai trò này trong công ty (Donaldson & David, 1991).Lýthuyếtnhàquảnlýnhấnmạnhrằngyếutốchínhkhôngphảilànhữngkhuyếnkhíchbồihoàn mà là cơ chế tạo điều kiện và trao quyền mới giúp cho nhà quản lý thực hiện đượcđiềunày.Cónghĩalàkhiquyềnlựcvàtráchnhiệmđượctậptrungvàomộtngườithìngườiđósẽcóđủqu yềnhạnvàcótráchnhiệmhơnđốivớimộtvấnđềcụthể.KếthợpvaitròcủachủtịchHĐQTvàtổnggiámđốc điềuhànhsẽnângcaohiệuquảvànăngsuất,đemlạilợinhuậnvượttrộichocổđôngnhiềuhơnsovớitáchbiệtvai tròcủachủtịchHĐQTvàtổnggiámđốcđiềuhành.

Các thành viên HĐQT khi kiêm nhiệm các chức vụ trong ban giám đốc (bao gồmcả trường hợp chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm Tổng giám đốc) cũng có thể có những quyềnlựctươngtựtheohaixu hướngnêu trên.

Nhưvậy,lậpluậntừhaiquanđiểmcủalýthuyếtđạidiệnvàlýthuyếtnhàquảnlý ngụ ý rằng tác động của sự kiêm nhiệm (các chức vụ trong ban giám đốc của thànhviênHĐQT)đếnmứcđộCNRRcủacôngtycóthểlànghịchchiềuhoặcthuậnchiều. d) ThànhviênnữtrongHĐQTvàmứcđộCNRR

Các tài liệu về các cân nhắc hành vi khẳng định tầm quan trọng của sự khác biệtgiới tính trong việc ra quyết định của công ty (Adams & Ferreira, 2009; Gul & cộng sự,2011; Huang&Kisgen,2013; Liu&cộngsự,2014).

Li & cộng sự (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của văn hóa đến rủi ro công ty và chothấy rằng rủi ro - tăng (giảm) với các nền văn hóa có liên quan đến chủ nghĩa cá nhân.Một số đặc điểm nhất định như chủ nghĩa cá nhân và sự ác cảm rủi ro có thể tác độngđến suy nghĩ của cá nhân Từ đó, Khaw & cộng sự

(2016) lập luận rằng các đặc điểmnày dẫn đến sự khác biệt trong việc ra quyết định của nhà quản lý chẳng hạn quyết địnhCNRR trong công ty Phụ nữ nói chung ít cá nhân hơn và có xu hướng tránh sự khôngchắc chắn hơn nam giới (Khaw & cộng sự, 2016) Điều này hàm ý rằng sự đa dạng giớitínhtrongHĐQTgiúplàmgiảmmứcđộCNRRcủacôngty.

Mục tiêu của các cổ đông thường là tối đa hóa giá trị công ty, tuy nhiên chủ sởhữu nhà nước có thể có các mục tiêu khác liên quan đến chính trị, xã hội Theo quanđiểm chính trị thì các công ty sở hữu nhà nước thường gắn với hiệu quả hoạt động kémbởivìnóphụcvụchomụcđíchcủacácchínhtrịgianhưgiatăngviệclàm,pháttriểnđịa phương và cuối cùng nhằm đảm bảo cho chiến thắng của các chính trị gia trong cáccuộc bầu cử (Boycko & cộng sự, 1996).

Do đó, công ty sở hữu nhà nước ít có xu hướngnângcaohiệuquảhoạtđộngthôngquacác khoảnđầutưrủirovìcóthểdẫnđếnsựphảnđối của người lao động và cử tri.Trong bốicảnh cácCTCP,F o g e l & c ộ n g s ự ( 2 0 0 8 ) cho rằng sở hữu chi phối của nhà nước có thể tác động đến việc lựa chọn các quyết địnhđầu tư của công ty theo hướng thận trọng hơn nhằm duy trì ổn định việc làm và lợi íchcủa xã hội Những lập luận trên cho thấy mức độ kiểm soát của nhà nước trong các côngty(thôngquasởhữu)cótácđộnglàmgiảmmứcđộCNRR.

Khungtiếpcậnnghiêncứu

+Cơ cấu HĐQT:quy mô HĐQT,sự độclập của HĐQT,sự kiêmn h i ệ m c á c chứcvụtrongbangiámđốccủathànhviênHĐQT,tỷlệthànhviênnữtrongHĐQT.

+ Các biến kiểm soát:bao gồm các biến thuộc đặc thù công ty như: quy mô côngty, đòn bẩy tài chính, tỷ lệ chi tiêu vốn đầu tư trên tổng tài sản, tỷ số dòng tiền tự do trêntổng tài sản, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tài sản (Tobin’s Q) và TSSLtrên tổng tàisản(ROA).

Lựachọnbiếnnghiêncứu

= 𝑃 w,i,i 𝑃 − w,i,t−1 𝑃 w,i,t−1 vớiPw,i,tl àgiátrongtuầnwcủacổphiếucông tyitrong nămt;

- Đầutiên,tínhtoángiátrịcủaphầndưhàngtuầntrongmỗinămtừmôhìnhthị trường(đượcđềxuấtbởiAnderson&Fraser,2000;Chen&cộngsự,2006;Low,2009;Aabo &cộng sự,2017)dưới đây:

= 𝐼𝑛𝑑e𝑥 w,𝑀,t 𝐼𝑛𝑑e𝑥 − 𝐼𝑛𝑑e𝑥 w,𝑀,t−1 w,𝑀,t−1 vớiIndexw,M,tlàchỉsố giá chứng khoán trongtuầnwcủadanhmụcthịtrườngtrongnămt.Danhmụcthịtrườngđượcxácđịnhbaogồmtoàn bộcổphiếuniêmyếttrênmỗiSởgiaodịchtươngứng;

Thứ nhất,để tìm hiểu tác động của QTCT (bao gồm cơ cấu HĐQT, cấu trúc sởhữu,cơchếđãingộ)đếnmứcđộCNRR,cácbiếnđộclậpđượcsửdụngbaogồm:

- Cơ cấu củaHĐQT bao gồm cácbiến: quy mô HĐQT( B S i z e )làl o g a r i t t ự nhiên của tổng sốt h à n h v i ê n t r o n g H Đ Q T ; s ự đ ộ c l ậ p c ủ a H Đ Q T(Ned)được đolường bằng tỷ lệ các thành viên độc lập trong HĐQT; sự kiêm nhiệm(CEOpower)làđược đo bằng tỷ lệt h à n h v i ê n t r o n g b a n g i á m đ ố c đ ồ n g t h ờ i l à t h à n h v i ê n t r o n g HĐQT;t h à n h v i ê n n ữ t r o n g H Đ Q T( F e m a l e ) đ ư ợ cđ o l ư ờ n g b ằ n g t ỷ l ệ c á c t h à n h viênnữtrongHĐQT.

- Cấu trúc sở hữu với hai hình thức sở hữu: sở hữu nhà nước được đo lường theohaicách:(State)làtỷlệphầntrămsởhữucủanhànướctạicáccôngtyvà(StateControl)nhận giá trị bằng 1 nếu tỷ lệ sở hữu của nhà nước chiếm tỷ lệ kiểm soát (hơn 50%), cònlại bằng 0; sở hữu nước ngoài(Foreign)được đo lường bằng tỷ lệ phần trăm sở hữu củanhà đầu tưnướcngoàitạicáccôngty.

- Cơ chế đãi ngộdànhc h o b a n g i á m đ ố c đ ư ợ c đ o l ư ờ n g b ở i : t h ù l a o b a n g i á m đốc(Comp)đượctínhbởilogarittựnhiêngiátrịtrungbìnhcủatoànbộlương,thư ởngvàthunhậpkháccủacácthànhviênbangiámđốc.

Thứhai,đểtìmhiểutácđộngcủasởhữunhànướcđếnmứcđộCNRRcóphảilàmốiquanhệphituy ếntínhhaykhông,tácgiảxâydựngbiến“Statesquare”làbiếnbậchaicủabiến“State”đượcđolườngbởibình phươngcủatỷlệsởhữucủanhànướctrongcôngty.

Thứ ba,để tìm hiểu tác động của quy định tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập củaThông tư 121/2012/TT-BTC đến mức độ CNRR, tác giả sẽ sử dụng cách tiếp cận khácbiệt trong khác biệt (Difference In Difference - DID).Dođó,cácb i ế n đ ộ c l ậ p đ ư ợ c xâydựngnhưsau: Đầutiên,tácgiảxâydựnghaibiếnnhịphân.Biếnthứnhấtđượckýhiệu“Cir121”nhận giá trị 1 cho các năm bắt đầu từ năm 2012 (năm Thông tư 121 có hiệu lực) và bằng0 cho các năm trước đó Biến thứ hai được ký hiệu “NonCompliant”, nhận giá trị 1 đốivới các công ty không có đủ tối thiểu 1/3 số thành viên HĐQT là thành viên độc lậptrong năm 2011 trở về trước (năm ngay trước khi Thông tư 121 có hiệu lực) và bằng 0cho các trường hợp khác Các công ty trong nhóm không tuân thủ (nhóm nhận giá trịbằng

1) buộc phải gia tăng số thành viên độc lập trong HĐQT để tuân thủ Thông tư 121có hiệu lực kể từ năm 2012 Đây là nhóm công ty bị ảnh hưởng bởi Thông tư 121 và làđối tượng cần nghiên cứu Biến “NonCompliant*Cir121” là biến tương tác giữa nhómcông ty không tuân thủ và Thông tư 121 Biến này chỉ ra tác động của sự gia tăng sốlượngthànhviênHĐQTđộclậpđếnmứcđộCNRRcủanhómcôngtykhôngtuânthủ.

3.2.3 Lựachọnbiếnkiểmsoát ĐểtáchbiệtảnhhưởngròngcủacơcấuHĐQT,cấutrúcsởhữuvàcơchếđãingộđếnmứcđộCNR Rcủacôngty,môhìnhhồiquyđượcthựchiệnkiểmsoátcácbiếnđặcthùdoanhnghiệpnhằmloạibỏkhảnăn gtácđộngchiphốicủacácbiếnđặcthùdoanhnghiệpđếnkếtquảmốiquanhệgiữacơcấuHĐQT,cấutrúcsởh ữuvàmứcđộCNRR.

Các biến đặc thù doanh nghiệp được xác định dựa theo các nghiên cứu trước đây(vídụCheng,2008;Boubakri&cộngsự,2013a;Koerniadi&cộngsự,2014;Jiraporn& Lee,2017) baogồm:

- TSSL trên tổng tài sản(ROA)được tính bằng lợi nhuận trước thuế và lãi vay(EBIT) trêntổng tàisản;

Logarit tự nhiên của giá trị độ lệchchuẩn TSSL hàng tuần của chứngkhoántrongmỗinăm

Anderson&Fraser, (2000),Low(2009), Pathan(2009),Jiraporn

Logarittựnhiêncủagiátrịđộlệchchuẩncủ aphầndư(ε w,i,t ) ược được lấytừmôhìnhthịtr ườngsau:

𝑅 w,i,𝑡 = α 0 + β 1 𝑅 𝑀,w,𝑡 + s w,i,𝑡 (w biểu thị chotuần,ibiểuthịchocông ty,tlàmốcnămquansát;M biểuthịchothịtrường)

Anderson&Fraser(2000 ),Chen&cộngsự(2006),Lo w(2009),

QuymôH ĐQT Bsize Logarittựnhi ê nc ủa t ổn g sốt hà nh viêntrongHĐQT

&Nguyen(2012),Huan g&Wang(2014),Koernia di&cộngsự(2014),Akba r&cộngsự (2017)

Cheng(2008),Koerniadi& cộng sự (2014),Huang& Wang (2014),Akbar

Sựkiêmnhiệm CEOpower Tỷl ệ t h à n h v i ê n b a n g i á m đ ố c l à thànhviêntrongHĐQT Pathan(2009)

Thànhviênnữtron gHĐQT Female TỷlệthànhviênnữtrongHĐQT Khaw&cộngsự(2016)

Boubakri&cộngsự(20 13a);Zhao&Xiao(2016); Khaw&cộngsự(2016 );PhùngĐứcNam(201 7)

Bằng1nếutỷlệsởhữucủanhànướcchiế mtỷlệkiểmsoát,cònlạibằng0 Khaw&cộngsự(2016)

Logarit tự nhiên thù lao trung bìnhtínhbởitổngthùlaobangiámđốc/ sốthànhviênbangiámđốc

Cir121 Bằng1chocácnămbắtđầutừnăm2012, bằng0chocácnămtrướcđó Jiraporn&Lee(2017)

Bằng 1 đối với các côngt y k h ô n g cóđủtốithiểu1/3sốthànhviê nđộclậptrongHĐQTtrongnăm2 0 1 1 trởvềtrước,bằng0đốivớicác trườnghợpcònlại

DucNamPhung&Mishra (2016),DutVanVo&cộ ngsự(2020);Wei&cộng sự(2005),

Cheng(2008),Faccio& cộngsự(2011),Boubakri& cộngsự(2013a),H u a n g & Wang(2014),Akba r& cộngsự(2017) Đònbẩytài chính Lev TổngnợTổng tàisản

Cheng(2008),Faccio&cộ ng sự (2011),Boubakri& cộng sự (2013a), Huang& Wang (2014),

&cộngsự(2017) Dòngtiềntựdotr êntổngtàisản Cashflows Dòngtiềnhoạt ộng được

Giátrịthịtrường trêngiátrịsổsách Tobin’sQ Giátrịthịtrườngcủatổngtàisản

Huang & Wang (2014),Koerniadi&cộngsự( 2014),Akbar&cộngsự(2017 )

Faccio&cộngsự(2011), Boubakri&cộngsự(201 3a),Huang&Wang(201 4)

Capex Chiphívốn ầu được tưTổngtà isản

CRT it =α+β 1 X it +β 2 Controls it +ԑ it (*)

- CRT it thể hiện mức độ CNRR đo lường bởi rủi ro tổng thể(Stdret)và rủi ro đặcthù(Ivol);

-Xgồm các yếu tố QTCT (cơ cấu HĐQT, cấu trúc sở hữu, cơ chế đãi ngộ).

Cơcấu HĐQT bao gồm các biến quy mô HĐQT(BSize), sự độc lập của HĐQT(Ned), sựkiêm nhiệm(CEOpower), và thành viên nữ trong HĐQT(Female); cấu trúc sở hữu baogồm sở hữu nhà nước(State),sở hữu nhà nước kiểm soát(StateControl)và sở hữu nướcngoài(Foreign);thùlaobangiámđốc(Comp)đạidiệnchocơchếđãingộ.

-Controlslà các biến kiểm soát bao gồm các biến thuộc đặc thù của công ty:Sizelà quy mô công ty;Leveragelà đòn bẩy tài chính;Cashflowslà dòng tiền tự do của côngty;Tobin’s Qlà tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của tổng tài sản;ROAlà TSSLtrên tổngtài sản;Capexlàchi tiêuvốnđầutư.

Tương ứng với phương trình (*) sẽ có 8 mô hình được đánh dấu từ (1) đến (8)nhằm trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ nhất: QTCT (bao gồm cơ cấu HĐQT, cấu trúcsở hữu, cơ chế đãi ngộ) có tác động như thế nào đến mức độ CNRR (được đo lường bởirủirotổngthể,rủirođặcthù)củacácCTNYtrênTTCKViệt Nam?

- Mô hình (1) và (2) thể hiện tác động của cơ cấu HĐQT (bao gồm Bsize, Ned,CEOpower,Female)đếnmứcđộCNRRđolườnglầnlượtbởiStdretvàIvol.

Giả thuyết 1a:Quy mô HĐQT tác động nghịch chiều đến mức độ CNRR của cácCTNYtrên TTCKViệtNam.

Giảthuyết 1 d : t h à n hvi ên nữtrong H Đ Q T t ác độngn g h ị c h chiềuđ ế n mứcđ ộ CNRRcủacácCTNYtrênTTCKViệtNam.

- Môhình(3)và(4)thểhiệntácđộngcủasởhữunhànước(State)đếnmứcđộ

- Môhình(5)và(6)thểhiệntácđộngcủasởhữunhànướckiểmsoát(StateControl)đếnm ứcđộCNRRđolườnglầnlượtbởiStdretvàIvol.

Giả thuyết 2a:Sở hữu nhà nước tác động nghịch chiều đến mức độ CNRR cácCTNYtrên TTCKViệtNam.

- Môhình(7)và(8)thểhiệntácđộngcủasởhữunướcngoài(Foreign)đếnmức độCNRRđolườnglầnlượtbởiStdretvàIvol.

Giả thuyết 2c:Sở hữu nước ngoài tác động thuận chiều đến mức độ CNRR cácCTNYtrên TTCKViệtNam.

- Môhình(9)và(10)thểhiệntácđộngcủacơchếđãingộ(Comp)đếnmứcđộ

Giả thuyết 3:Thù lao ban giám đốc tác động thuận chiều đến mức độ CNRR cácCTNYtrên TTCKViệtNam.

Từphươngtrìnhtổngquát(*),môhìnhtrảlờichocâuhỏinghiêncứuthứhai:tác động của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR của các CTNY trên TTCK Việt Namtrong giai đoạn 2007 – 2017 có phải là mối quan hệ phi tuyến tính hay không được thểhiện nhưsau:

CRT it =α+β 1 State it +β 2 State it 2 +β 3 Controls it +ԑ it (**)

- Tương ứng với phương trình (**) trên, mô hình (11) và (12) thể hiện tác độngphi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR (được đo lường lần lượt bởi 2biến phụ thuộclàStdretvàIvol).

Giả thuyết4:Sởhữunhànướccótácđộngphituyếntính(dạngchữU)đếnmức độCNRRcácCTNYtrênTTCKViệtNam.

(iii) Mô hình tác động của quy định về tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT đếnmứcđộCNRR

Sự gia tăng tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT do quy định của Thông tư121/2012/ TT-BTC đến mức độ CNRR của công ty được thể hiện thông qua mô hình hồiquy sau:

CRT it =β 0 + β 1 NonCompliant+β 2 NonCompliant*Cir121+Controls it + ε it (***)

Các biến kiểm soát dựa trên các nghiên cứu trước đây (ví dụ Jiraporn & Lee,2017;LêĐạtChí&Trần HoàiNam,2017).Baogồm:giátrịTobin’sQ(Tobin’sQ); quy mô công ty(Size); đòn bẩy tài chính(Lev); dòng tiền tự do trên tổng tài sản(Cashflows);chitiêuvốnđầutưtrêntổngtàisản(Capex).CácbiếnliênquanđếnHĐQTbaogồmquy môHĐQT(Bsize)vàtỷlệthànhviênnữtrongHĐQT(Female).

(14) thể hiện tác động của sự gia tăng tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT đến mức độCNRR được đo lường lần lượt bởiS t d r e t v à I v o l n h ằ m t r ả l ờ i c h o c â u h ỏ i n g h i ê n c ứ u thứba:Quyđịnhtỷlệthành viênHĐQTđộclậpcủaThôngtư121/2012/TT- BTCcótácđộngnhưthếnàođếnmứcđộCNRRcủacácCTNYtrênTTCKViệtNam?

Giả thuyết 5:Sự gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT làm giảmmứcđộCNRRcủacácCTNYtrênTTCKViệtNam.

Dữliệunghiêncứu

Mẫu nghiên cứu trong luận án bao gồm các CTNY trên Sở GDCK Thành phố HồChíMinh (HOSE) và Sở GDCK Hà Nội (HNX) trong thời gian từ năm 2007 đến năm2017.Tuynhiên,cáccôngtytrongmẫunghiêncứukhôngbaogồmcáctổchứctàichínhnhư ngân hàng,công ty chứng khoán, công ty bảo hiểm, … bởi vì có sự khác biệt về đặcthù kinh doanh, đặc điểm tài chính và các yêu cầu riêng về mặt quản lý của các định chếtài chính so với các công ty phi tài chính Mỗi công ty có dữ liệu ít nhất 5 năm trong giaiđoạn nghiên cứu Mẫu cuối cùng là một bảng dữ liệu không cân bằng bao gồm 577 côngty phi tài chính với 6251 quan sát trong giai đoạn 2007 - 2017 Kích thước của mẫu nhưtrênlàđủchomộtnghiêncứuquốcgia.Ngoàira,thựctiễncácnghiêncứuthựcnghiệm

(chẳng hạn John & cộng sự, 2008; Acharya & cộng sự, 2011a; Boubakri & cộng sự,2013b;

Li & cộng sự, 2013; Banerjee & Gupta, 2017) cho thấy dữ liệu hơn 10 năm là đủđểđưaranhữngkếtluậnmangtínhquyluậtcủabấtkỳmộtnghiêncứuthựcnghiệmnào.

Dữ liệu bao gồm các thông tin được thu thập từ báo cáo tài chính kiểm toán docác CTNY công bố và thông tin về giá cổ phiếu của các công ty trên sàn GDCK. Nguồndữl i ệ u đ ư ợ c cu ng c ấ p b ở i F i i n G r o u p ( t r ư ớ c đ â y l à St oc kP lu s) , nhà c u n g c ấ p d ữ l iệ u kinh tếtàichínhhàngđầutạiViệtNam.

Biến Số Giátrị Trung Độ Giátrị Giátrị

Nguồn:tácgiảtổnghợptừStata quansát trungbình vị lệchchuẩn nhỏnhất lớnnhất

Kết quả thống kê mô tả của các biến trong mô hình nghiên cứu đượct r ì n h b à y qua bảng 3.2 Các giá trị của các biến được mô tả bao gồm: số quan sát, giá trị trungbình,t r u n g vị , đ ộ lệch chuẩn, g i á trịlớn n h ấ t v à g i á t r ị n h ỏ n hấ t T r o n g m ộ t sốn ă m tàic h í n h , d ữ l i ệ u c ủ a m ộ t s ố b i ế n đ ư ợ c t h u t h ậ p b ị t h i ế u t h ô n g t i n n ê n k ế t q u ả c u ố i cùng là một bảng dữ liệu không cân đối có sự khác biệt về số quan sát giữa các biến.Ngoàir a , c á c g i á t r ị n g o ạ i l a i b a o g ồ m c á c g i á t r ị q u á n h ỏ h o ặ c q u á l ớ n s o v ớ i c á c giátrịcònlạitrongmẫucũng đượcloạibỏbớtnhằmđảmbảotínhvữngchocáckếtquảư ớclượng.

Có thể thấy mức độ CNRR được đo lường bởi rủi ro tổng thể cao hơn so với rủirođặcthù.Điềunàylàphùhợpbởivìrủirotổngthểbaogồmcảrủirođặcthùvàrủirohệthốn g.MứcCNRRtrungbìnhcủacáccôngtytrongkhoảngthờigiannghiêncứulà0,1338và0,0542k hiđolườnglầnlượtbởirủirotổngthểvàrủirođặcthù.

VềcơcấuHĐQT,quymôHĐQTcógiátrịtrungbìnhlà1,6847tươngứngvớisố lượng thành viên HĐQT trung bình là 5 thành viên Quy mô HĐQT thấp nhất là 3thànhviên,caonhấtlà11thànhviên.TỷlệthànhviênđộclậptrongHĐQTtrungbìnhở mức thấp, chỉ gần 14% Tỷ lệ cho thấy đa số các CTNY chưa đạt tỷ lệ 1/3 thành viênđộc lập trong HĐQT còn ở mức cao, nguyên nhân là do tỷ lệ này được xem xét cho cảgiai đoạn nghiên cứu nên bao gồm cả những năm quy định về sự có mặt của thành viênđộc lập trong HĐQT chỉ dừng ở việc khuyến khích chứ không bắt buộc Ngoài ra, độlệch chuẩn lớn bởi vì một số công ty tại một mốc thời gian trong giai đoạn nghiên cứukhông có thành viên độc lập trong khi một số công ty khác có tỷ lệ thành viên độc lậptrong HĐQT chiếm tỷ lệ đến 80% Trung bình 40% các chức danh trong ban giám đốcdo thành viên HĐQT kiêm nhiệm Tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT còn hạn chế, chỉchiếm trungbình13%trongHĐQT. Đốivớibiếncấutrúcsởhữu,tỷlệsởhữutrungbìnhcủanhà nướctrongcáccôngty là gần 28% Trong khi đó tỷ lệ sở hữu trung bình của nhà đầu tư nước ngoài là 8%.Điều này cho thấy xu hướng kiểm soát của nhà nước trong các hoạt động của

Giá trị trung bình của thù lao của ban giám đốc là 19,5945 và độ lệch chuẩn là0,8065.Độlệchchuẩncủabiếnthùlaokhácaolàđiềudễhiểubởivìgiữacáccôngtycó sự khác biệt về quy mô, hiệu quả hoạt động, nên thù lao của ban giám đốc của cáccôngtycũngcókhoảngbiếnthiênkhálớn.Biếnthùlaolàbiếncósốlượngquansátít nhất bởi vì việc thu thập dữ liệu cho biến này khó khăn hơn các biến còn lại do nhiềucông ty không công bố đầy đủ các thông tin về thù lao của ban giám đốc trong các báocáo tàichính.

Tương quan giữa các biến giải thích được thể hiện qua ma trận hệ số tương quangiữa các biến trong mô hình nghiên cứu Kết quả ở Bảng 3.3 thể hiện hệ số tương quanPearson giữacácbiếnđộclậptrongmô hình. Đa cộng tuyến không phải là vấn đề nghiêm trọng nếu hệ số tương quan giữa haibiến độc lập trong môh ì n h n g h i ê n c ứ u n h ỏ h ơ n 0 , 8 ( G u j a r a t i , 2 0 0 3 )

C ó t h ể t h ấ y m ứ c độ tương quan giữa các biến độc lập khá thấp (tất cả hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0,8),ngoại trừ cặp biếnCashflowsvàROA(có hệ số tương quan là 0,849 với mức ý nghĩa1%) Do vậy, để kiểm tra chắc chắn có hiện tượng đa cộng tuyến và các khuyết tật kháchaykhông,tácgiảsẽthựchiệncáckiểmđịnhnhằmkiểmtratínhvữngcủadữliệu.

Biến BSize Ned CEOpower Female State Foreign State

Comp Size Lev Capex flow s

3.3.3 Kiểmđịnhtínhvữngcủadữliệunghiêncứu Để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp và mang lại kết quả đáng tin cậy,dữ liệu nghiên cứu cần được kiểm định tính vững, tức là mô hình ước lượng không viphạm những khuyết tật của mô hình hồi quy như hiện tượng đa cộng tuyến, PSSS thayđổi, tự tương quan Các mô hình ước lượng vi phạm những khuyết tật này có thể manglại kết quả sai lệch và không đáng tin cậy nếu sử dụng phương pháp ước lượng khôngphù hợp.

Khihệsốtươngquancủacáccặpbiếnđộclậplớnhơn0,8thìcáccặpbiếnnàycó hiện tượng đa cộng tuyến cao Tuy nhiên, ngay cả khi hệ số tương quan của hai biếnđộc lập nhỏ hơn 0,8 thì vẫn có thể có tồn tại đa cộng tuyến Do đó, bên cạnh việc dựavào hệ số tương quan của các cặp biến độc lập, tác giả còn sử dụng hệ số phóng đạiphươngsaiVIF(varianceinflationfactor)trungbìnhcủamôhìnhđểkiểmtrahiệntượngđacộngtuyến

Nếu mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến thì ước lượng OLS sẽ cho ra kết quảkhông đáng tin cậy như hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê, các biến bị ngượcdấu so với kỳ vọng, sựthay đổi nhỏ của mẫunghiên cứu cũng có thể dẫn đến sựt h a y đổilớnvềkếtquảướclượng(NguyễnQuangDong&NguyễnThịMinh,2012).

Quy ước chung là nếu VIF > 10 thì mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến cao.Tuy nhiên, theo một số nghiên cứu thực nghiệm thì VIF > 2,5 đã được xem là đa cộngtuyếncao(NguyễnQuangDong&NguyễnThịMinh,2012).

Trong mô hình hồi quy tuyến tính, một trong những giả thiết quan trọng đó là cácyếu tố phần dư phải có phương sai đồng nhất Nếu không thỏa mãn giả thiết này, tức làmô hình có hiện tượng PSSS thay đổi, thì các kết quả ước lượng OLS sẽ không còn làước lượng tốt nhất và có thể dẫn đến những kết luận sai lầm (Nguyễn Quang Dong &Nguyễn Thị Minh, 2012) Để kiểm tra hiện tượng PSSS thay đổi, tác giả sử dụng kiểmđịnh Breusch –Paganvớigiả thiết:

Tự tương quan là khuyết tật thường hay xảy ra đối với dữ liệu bảng Đó là hiệntượng sai số tại thời điểm này có mối quan hệ với sai số tại các thời điểm khác trong quákhứ Nếu có hiện tượng tự tương quan thì ước lượng OLS sẽ không còn là ước lượng tốtnhất và có thể mang lại những kết quả sai lệch Đặc biệt đối với những mô hình xảy rađồng thời cả hai hiện tượng là PSSS thay đổi và tự tương quan, kết quả ước lượng sẽkhông đáng tin cậy dù cho mẫu nghiên cứu có quy mô lớn (Nguyễn Quang Dong

&Nguyễn Thị Minh, 2012) Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng kiểmđịnh Wooldridgevớigiảthiết:

Môhình TrungbìnhVIF Breusch-Pagan Wooldridge

Kết quả p-value của các kiểm định trong bảng trên cho thấy các mô hình có thểgặp phải hiện tượng đa cộng tuyến (mô hình (11) và (12)), PSSS thay đổi và tự tươngquan (xảy ra ở tất cả các mô hình) Như vậy, phương pháp ước lượng OLS không phùhợptrongnghiêncứunàyvìcóthểdẫnđếnkếtquảướclượngkhôngđángtincậy.

Lựachọnphươngphápướclượng

Kết quả kiểm tra tính vững của các mô hình nghiên cứu cho thấy tồn tại cáckhuyết tật cơ bản trong mô hình nghiên cứu như hiện tượng đa cộng tuyến (mô hình (11)và(12)),PSSSthayđổivàhiệntượngtựtươngquanchuỗi(môhình(1)đến(12)).

Phươngphápbìnhphươngnhỏnhất(OLS)đượcsửdụngphổbiếnđểtìmrachiềuhướng tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc trong các nghiên cứu Tuy nhiên,ước lượng OLS thường sẽ đưa ra các kết quả không vững khi trong mô hình tồn tại hiệntượng PSSS thay đổi (Nguyễn Quang Dong & Nguyễn

Thị Minh, 2012) Khi đó, môhìnhhiệuứngcốđịnh(FEM)hayhiệuứngngẫunhiên(REM)cóthểđượcsửdụng.Mặcdù vậy, kết quả ước lượng bởi FEM và REM là không vững khi trong mô hình có hiệntượng tự tương quan chuỗi và độ dài thời gian nghiên cứu tương đối ngắn (T < 15 năm)(Nickell,1981;Kiviet,1995;Baltagi,2001). Để khắc phục hiện tượng PSSS thay đổi và hiện tượng tự tương quan chuỗi, cóthể sử dụng phương pháp ước lượng khác như phương pháp bình phương nhỏ nhất tổngquát(GLS- FGLS)nhưngphươngphápnàychỉápdụngđượckhicácbiếnđộclậptrongmô hình đều là biến ngoại sinh chặt (Nguyễn Quang Dong & Nguyễn Thị Minh, 2012).Có nghĩa là giữa các biến độc lập hoàn toàn không có hiện tượng nội sinh Tuy nhiên,Wintoki&cộngsự(2012)kếtluậnrằngcácnghiên cứuvềQTCTthường tiềmẩnb avấn đề đó là các đặc tính công ty không đồng nhất không thể quan sát được (hiện tượngPSSSthayđổikhôngquansátđược),đặctínhtácđộngđồngthờigiữacácbiến(tựtươngquan) và đặc tính động của mô hình (hiện tượng nội sinh) Khi nghiên cứu các nhân tốtácđộngđếnmứcđộCNRR,mộtsốnhântốđặcthùcủacôngtycótácđộngđếnmứcđộ CNRR nhưng rất khó để đo lường hay tính toán được được Đây là nguyên nhân củahiện tượng không đồng nhất không thể quan sát được Ngoài ra, đối với nghiên cứu tácđộng của QTCT đến mức độ CNRR có thể tồn tại hiện tượng tự tương quan giữa cácbiến độc lập và vấn đề nội sinh do tác động nhân quả của các biến QTCT đến mức độCNRR và ngược lại Bỏ qua các nguồn gốc nội sinh dẫn đến những hậu quả nghiêmtrọng cho việc suy luận (Wintoki & cộng sự, 2012) Do đó, các ước lượng OLS, FEM,REMhayGLSđềukhôngphùhợptrongtrườnghợpnày. Đểgiảiquyếtcáckhuyếttậtvàvấnđềnộisinhtiềmẩn,Wintoki&cộngsự(2012)đề xuất sử dụng phương pháp ước lượng moment tổng quát (Generalized Method ofMoments – GMM) Phương pháp GMM được sử dụng phổ biến trong các ước lượng dữliệu bảng động tuyến tính (gây ra hiện tượng nội sinh) hoặc tồn tại các khuyết tật nhưPSSSthayđổivàtựtươngquan.

Phương pháp GMM đầu tiên được Hansen (1982) đềxuấtdựa trênư ớ c l ư ợ n g hợp lý cực đại MLE (Maximum Likelihood Estimation) của Fisher đảm bảo các ướclượng có đủ các tính chất của thống kê tốt như tính nhất quán, tính tiệm cận phân phốichuẩn và tính hiệu quá Tuy nhiên, các ước lượng MLE sẽ gặp vấn đề biến đại diện yếukhi các hệ số tiến đến 1 (Blundell & Bond, 1998) Để giải quyết vấn đề này, các phươngpháp ước lượng GMM tiếp tục được phát triển trong đó nổi bật nhất là phương pháp ướclượng GMM sai phân (Difference GMM) được đề xuất bởi Arellano & Bover (1995) vàước lượng GMM hệ thống (System-GMM) được Blundell & Bond (1998) hoàn thiệnbằng cách bổ sung thêm một số ràng buộc vào GMM sai phân GMM hệ thống thực hiệncácướclượngtốthơnsovớiGMMsaiphânvớicácmẫucóthờigianngắn(T0,05.

Nhưvậy,đểphùhợpvớiphươngphápướclượngGMMhệthống2bước,phươngtrìnhtổngquát(*) sẽchuyểnthànhmôhìnhcódạngnhưsau:

CRT it =α+β 1 CRT i,t-1 +β 2 X it +β 3 Control it +β 4 Year t +β 5 Industry i +ԑ it

+ Year và Industry là hiệu ứng năm và hiệu ứng ngành được kiểm soát trong cácphântíchnhằmkiểmsoáttácđộngchiphốicủathờigianvàngànhđếnmứcđộCNRR.

Theo đó, biến độ trễ 1 kỳ của biến phụ thuộc (CRTi,t-1) cũng sẽ được thêm vàotươngứngtrongcácmô hình(1)đến (10).

Biến CRTi,t-1được kỳ vọng mang dấu dương thể hiện mức độ CNRR trong nămhiện tại (t) bị ảnh hưởng bởi mức độ CNRR trong năm trước đó (t-1) Ước lượng GMMcũng chỉphùhợpkhiđảmbảođượcyêucầu này.

Tương tự, phương pháp ước lượng GMM hệ thống được sử dụng để tìm hiểu tácđộng phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR tại các CTNY Việt Namqua môhìnhnghiên cứu sau:

CRT it =α+β 1 CRT i,t-1 +β 2 State it +β 3 State it 2 +β 4 Controls it + β 5 Year t + β 6 Industry i +ԑ it

- Phươngphápướclượngđốivớimôhìnhnghiêncứu(13)và(14) ĐểtìmhiểutácđộngcủaquyđịnhtỷlệthànhviênHĐQTđộclậptrongThôngtư 121/2012/ TT-BTC đến mức độ CNRR, tác giả sử dụng cách tiếp cận khác biệt trongkhác biệt (Difference In Difference - DID). DID là một phương pháp thông dụng trongthí nghiệm tự nhiên, dùng để ước lượng tác động của các chính sách hay chương trìnhđầu tư (NguyễnXuânThành,2013).

Thông tư 121/2012/TT-BTC tại Việt Nam yêu cầu các CTNY phải đảm bảo sốlượng thành viên độc lập đạt tỷ lệ tối thiểu 1/3 trong HĐQT Các công ty chưa đạt tỷ lệnày trước năm 2012 được yêu cầu phải tăng số lượng thành viên độc lập để đạt tỷ lệ tốithiểu theo quy định Bởi vì các công ty không thể tác động đến việc Thông tư 121 đượcthông qua và cácCTNY (nhóm chưa đạt tỷ lệ 1/3) bắt buộc phải tuân thủ nó nên tácđộng của Thông tư 121 được xem như một cú sốc ngoại sinh (nguyên nhân) dẫn đến sựgia tăng tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT (kết quả) chứ không phải do các nhân tốbên trong công ty gây ra Do đó,tác động của Thông tư 121 đến mức độ CNRR trongtrườnghợpnàykhôngbịảnhhưởngbởivấnđềnộisinh.Ngoàira,tácđộngcủasựgia tăng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập đến mức độ CNRR chỉ có thể được thể hiện rõ ràngnhất qua sự thay đổi mức độ CNRR trước và sau năm 2012 (năm Thông tư bắt đầu cóhiệu lực) đối với nhóm công ty chưa đạt đủ tỷ lệ 1/3 thành viên độc lập trong HĐQTtrước năm 2012.

Vì vậy, cách tiếp cận theo phương pháp DID có thể chỉ ra được sự khácbiệt về mức độ CNRR của các công ty có sự gia tăng số lượng thành viên độc lập do tácđộng của Thông tư 121 Cách tiếp cận này khác biệt so với các phương pháp còn lại, nódựa trên một tác động từ sự thay đổi trong chính sách pháp luật và thể hiện được rõ ràngmối quan hệ nhân quả Ta có thể có được ước lượng DID thông qua chạy hồi quy OLS(Nguyễn Xuân Thành,2013).

CRT it= β 0+ β 1 NonCompliant+β 2 NonCompliant*Cir121+Controls it+ Industry i+ Listed i+ ε it

Nghiên cứu thực hiện kiểm soát hiệu ứng ngành (Industry) và hiệu ứng niêm yết(Listed) trong các phân tích nhằm kiểm soát tác động chi phối của ngành và sàn chứngkhoán niêm yết đến mức độ CNRR Mô hình không bao gồm hiệu ứng năm bởi vì đacộngt u y ế n g i ữ a c á c b i ế n C i r 1 2 1 , b i ế n t ư ơ n g t á c N o n C o m p l i a n t * C i r 1 2 1 v ớ i c á c b i ế n hiệu ứng cố địnhnăm. Để loại trừ ảnh hưởng của hiện tượng phương sai không đồng nhất, sai số chuẩnrobustđượcsửdụngvàđượcướclượngtheocụmmỗidoanhnghiệp(firm-levelclustering), điều này giúp cho giá trị thống kê t không bị ảnh hưởng bởi vấn đề tự tươngquan (Petersen,2009).

Mô hìnhnghiêncứu(13) và(14)đượctriểnkhaicụthểvớibiếnphụthuộcCRTit đượcđolườngbởiStdretvàIvol.

Trên cơ sở tổng quan nghiên cứu ở chương 1 và cơ sở lý thuyết ở chương 2, tácgiả đề xuất khung tiếp cận nghiên cứu, lựa chọn các biến nghiên cứu (bao gồm biến phụthuộc, biến độc lập và biến kiểm soát) và xây dụng các mô hình nghiên cứu Các môhình nghiên cứu được đề xuất nhằm giải quyết 3 câu hỏi nghiên cứu qau đó lắp đầy 3khoảngtrốngnghiêncứuđãđềcập.Baogồm:(i)môhìnhtácđộngtuyếntínhcủaQTCTđến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam; (ii) mô hình tác động phi tuyến tính củaQTCT (nghiên cứu nhân tố đại diện là sở hữu nhà nước) đến mức độ CNRR của cácCTNYViệtNam;

Dựa trên cơ sở lý thuyết về tác động của QTCT đến mức độ CNRR của cácCTNY đã đề cập ở chương 2, tác giả đề xuất các giả thuyết nghiên cứu và lựa chọnphươngphápướclượngphùhợpchocácmôhìnhnghiêncứu.Theođó,môhình(i)và(ii)đượcthựchiệnkiểmđịnhthôngquaphươngphápướclượngGMMhệthống2bước,môhìnhnghiênc ứu(iii)sửdụngphươngphápướclượngbìnhphươngnhỏnhất(OLS).

CHƯƠNG4 KẾTQUẢNGHIÊNCỨUMỐIQUANHỆGIỮAQUẢNTRỊCÔNGTYVÀM ỨCĐỘCHẤPNHẬNRỦIROTẠICÁCCÔNGTYNIÊMYẾTTRÊNTHỊTR ƯỜNGCHỨNG KHOÁNVIỆTNAM

Thựctrạngquảntrịcôngtytạicáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngk hoánViệtNam

2017cósốlượngthànhviênítnhấtlà3vànhiềunhấtlà11,consốnàyphùhợpvớicácquyđịnhcủaQTCTvềsốl ượngthànhviên HĐQT trong giai đoạn nghiên cứu (điều 150 Luật doanh nghiệp 2014) Có thể thấy,côngtycóquymôHĐQTgồm5- 6thànhviênlànhómphổbiếnnhất.PhùhợpvớithựctếbởivìđasốcácCTNYtrênTTCKViệtNamcóquym ônhỏvàvừa.QuymôHĐQTnhỏgiúpcáccôngtyhiệuquảhơntrongvấnđềgiaotiếpvàphốihợp.Côngtycó HĐQTgồm7-8thànhviêncũngkháphổbiếnnhưngsốlượngsovớinhómcôngtygồm5-6thànhviênthì thấp hơn khá nhiều Công ty có HĐQT gồm 3-4 thành viên và 9-11 thành viên khôngphổbiếnvàcósốlượngrấthạnchế.

Mức độ CNRR trung bình đo lường bởi rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù của cáccông ty theo các nhóm quy mô HĐQT có xu hướng biến động khá giống nhau và khôngcó sự chênh lệch đáng kể Mức độ CNRR trung bình giảm trong giai đoạn 2007 – 2010và biến động nhẹ trong giai đoạn 2011 – 2017 Có thể thấy, mức độ CNRR của nhómHĐQT gồm 3-4 và 5-6 thành viên nhìn chung cao hơn nhóm 7-8 và 9-11 thành viên.ĐiềunàygópphầnhỗtrợcholậpluậncáccôngtycóquymôHĐQTnhỏhơnthườngcó cácquyếtđịnhủnghộCNRRcủacôngtycaohơn.

Nghiêncứucóđềcậptácđộngcủaquyđịnhsốlượngthànhviênđộclậpchiếmtỷ lệ tối thiểu 1/3 trong HĐQT của các CTNY Do đó, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lậpcủa các công ty được xem xét theo hai nhóm bao gồm nhóm có tỷ lệ thành viên độc lậptrong HĐQT ít hơn 1/3 và nhóm có tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT đạt ít nhất 1/3trong cảgiaiđoạn nghiêncứu.

Cóthểthấy,sốlượngcôngtycótỷlệthànhviênđộclậptrongHĐQTchiếmtỷlệítnhất1/ 3cònhạnchế sovớisốcôngtychưađạtđủtỷlệ1/3trongcả giaiđoạn2007

-2017 Bên cạnh đó, nhóm công ty có thành viên độc lập trong HĐQT ít hơn 1/3 có mứcđộCNRR cao hơn so với nhóm có thành viên độc lập trong HĐQT đạt tỷ lệ ít nhất1/3.TươngtựxuhướngcủamứcđộCNRRtrungbìnhcủacácCTNYtheoquymôHĐQT,

Rủi ro tổng thể mức độ CNRR theo tỷ lệ thành viên độc lập trong HĐQT cũng giảm trong cả giai đoạnnghiên cứu với hai xu hướng nhỏ đó là giảm nhiều hơn trong giai đoạn 2007 – 2010,biến độngvàgiảmnhẹtrong giaiđoạn2011–2017.

Không kiêm nhiệm Dưới 1/3 1/3 đến 50% Trên 50%

4.1.1.3 Tỷ lệ thành viên Hội đồng quản trị kiêm nhiệm các chức danh trong bangiámđốc

Biểu đồ 4.5 cho thấy số lượng công ty có thành viên HĐQT không kiêm nhiệmcácchứcvụtrongbangiámđốccóxuhướnggiảmquacácnămnhưngđếnnăm2017th ì tăng lên Số lượng thành viên HĐQT kiêm nhiệm các chức danh trong ban giám đốctăng qua các năm là do quy định định hạn chế thành viên HĐQT kiêm nhiệm ban giámđốc (bao gồm chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm Tổng giám đốc) chỉ ở mức độ khuyến khíchcác công ty thực hiện chứ chưa có sự bắt buộc trong giai đoạn 2007 – 2017 Số công tycó tỷ lệ kiêm nhiệm trên 50% có xu hướng tăng trong giai đoạn 2007 – 2012 và bắt đầugiảm trong giai đoạn 2013 – 2017, ngược lại với xu hướng này thì số công ty có tỷ lệkiêmnhiệmdưới1/3và1/3- 50%tăngdầnlêntrướckhigiảmtạinăm2017.

Biểu đồ 4.6 thể hiện mức độ CNRR theo tỷ lệ thành viên HĐQT kiêm nhiệm cácchứcdanhtrongbangiámđốcchothấymứcđộCNRRcủacácnhómtỷlệkiêmnhiệmcóxuhướnggiảmv àbiếnđộngkhágiốngnhau.XuhướnggiảmnàytươngtựnhưxuhướnggiảmmứcđộCNRRkhixemxétvớiqu ymôHĐQTvàtỷlệthànhviênHĐQTđộclậpvớihaigiaiđoạngiảmmạnh(2007–

0123456 giámđốc.Tuynhiên,sựchênhlệchmứcđộCNRRlàkhôngđángkểgiữahainhómkhôngkiêm nhiệm và có tỷ lệ kiêm nhiệm Tỷ lệ trung bình các chức danh trong ban giám đốcdothànhviênHĐQTkiêmnhiệmcótỷlệgần40%tronggiaiđoạnnghiêncứu.

Biểuđồ4.7chothấysốlượngthànhviênnữtrongHĐQTgiaođộngtrongkhoảngtừ0đến6thànhv iên.Cóthểthấy,sốcôngtykhôngcóthànhviênnữtrongHĐQTlàrất phổ biến Trong số các công ty có thành viên nữ trong HĐQT, phổ biến nhất là nhómcông ty có 1 thành viên nữ, tiếp theo là nhóm các công ty có từ 2 đến 3 thành viên nữ.Một số rất ít công ty có 4 thành viên nữ trong HĐQT, trong khi đó mẫu dữ liệu ghi nhậnđượcchỉcó1côngtycó5thànhviênHĐQTnữtrongnăm2016(mãCK:TTF),côngty có 6 thành viên nữ trong HĐQT được ghi nhận xuất hiện 1 lần trong năm 2008 (mãDHG)và2017 (mãRIC).

Qua biểu đồ 4.8 có thể thấy nhóm công ty không có thành viên nữ trong HĐQTcó rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù trong giai đoạn 2007 – 2011 thấp nhưng sang giaiđoạn 2012 –

2017 lại có xu hướng cao hơn nhóm công ty có 1 đến 3 thành viên HĐQTnữ Trong các nhóm phân chia theo sự hiện diện của thành viên HĐQT nữ, các công tykhông có sự hiện diện của thành viên HĐQT là nữ có mức độ CNRR cao hơn so vớinhóm công ty phổ biến có từ 1 đến 3 thành viên nữ trong HĐQT Đối với nhóm công tycó 4 thành viên HĐQT là nữ, mức độ CNRR qua các năm nhìn chung là thấp hơn cácnhóm trên, tuy nhiên giai đoạn

2013 – 2015 lại có mức rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thùcaohơncácnhóm0và1-3thànhviênnữ.Nhómcó5hoặc6thànhviênnữtrongHĐQT,số lượng công ty chỉ có một công ty và chỉ xuất hiện trong một năm nhất định Do đó,mức độ CNRR trung bình phụ thuộc rất lớn vào mức độ CNRR của công ty trong nămđó Kết quả là mối liên hệ giữa thành viên HĐQT nữ và mức độ CNRR trong các nhómcông tynàykhôngđượcthể hiệnrõràng.

Như vậy, kết quả thống kê nói chung cho thấy tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQTcao hơnliênquanđếnmứcđộCNRRthấphơn.

Luật doanh nghiệp 2020 có nội dung nhấn mạnh về công ty có vốn sở hữu nhànước trên 50%, đồng thời số liệu trong mẫu nghiên cứu biến thiên trong khoảng từ [0%,97%] Do đó, tác giả phân chia các công ty có sở hữu nhà nước thành các nhóm có mứcsở hữu nhà nước trong công ty thấp nhất là 0%, nhóm các công ty có mức sở hữu kiểmsoát nhà nước từ 51%, các công ty có sở hữu nhà nước còn lại được đưa vào các nhómcómứcsởhữunhànướctươngứng,mỗinhómcáchnhau10%.

Số liệu ở bảng 4.1 và hình vẽ ở biểu đồ 4.9 cho thấy số lượng các công ty ở cácnhóm tỷ lệ sở hữu của nhà nước có sự thay đổi nhẹ qua các năm trong khoảng thời giannghiên cứu từ năm 2007 đến năm 2017 Nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu của nhà nước ởmức 0% tăng dần qua các năm trong giai đoạn nghiên cứu Cụ thể, số công ty có sở hữunhà nước 0% tại năm 2007 là 129 công ty sau đó liên tục tăng lên qua các năm, đến năm2017 là 236 công ty Xu hướng gia tăng số lượng công ty có sở hữu nhà nước 0% đã chothấy từn ă m 2 0 0 7 đ ế n 2 0 1 7 n h à n ư ớ c c ó x u h ư ớ n g t h o á i v ố n v à t i ế n t ớ i r ú t v ố n h o à n toàn khỏi một số công ty làm cho số lượng công ty có sở hữu nhà nước ở mức 0% liêntục tăng lên Đây là xu hướng hợp lý trong bối cảnh nhiều công ty có sở hữu nhà nướcđược cho là hoạt động kém hiệu quả và nhà nước đẩy mạnh quá trình rút vốn khỏi cáccông ty Ngoài ra, công ty có sở hữu nhà nước ở mức 0% còn bao gồm cả các CTCPkhông có vốn của nhà nước, do số CTNY mới tăng lên nên cũng góp phần làm cho sốcông tytrongnhómsởhữunhànước0%tănglên. Đối với nhóm các công ty có tỷ lệ sở hữu của nhà nước trên 50%, đây thường lànhữngcôngtythuộccácnhómngànhhoạthoạtđộngcóvaitròquantrọngđốivớisựpháttriểnkinhtế- xãhộinênnhànướcthườngnắmgiữtỷlệsốvốngópkhốngchếtrên50%.Do khoảng biến thiên tỷ lệ sở hữu nhà nước của nhóm này lớn [50%, 97%] nên tổng sốlượng công ty ở nhóm này khá cao Tuy nhiên, xu hướng biến động và giảm từ số lượng178 công ty năm 2007 xuống còn 137 công ty tại năm 2017 cũng đã phản ánh xu đúnghướnggiảmtỷlệsởhữucủanhànướctạicáccôngtytronggiaiđoạnnghiêncứu. Đốivớinhóm c á c côngty cós ở h ữu n h à nước từ trên 0 % đến5 0 % , sốl ư ợ n g côngt ytrongcácnhómchênhlệchkhôngđángkểvàchỉbiếnđộngtăng/ giảmsốcôngtytrongcácnhómvớisốlượngtừ20đếndưới50côngtytrongtừngnhóm.

Bảng4.1.SốlượngCTNYtạicácmứcsởhữunhànướctronggia iđoạn2007–2017 ĐVT:Côngty

Số liệu trong mẫu nghiên cứu biến thiên trong khoảng từ [0%, 99%] Khoản 2Điều 1 Nghị định 60/2015/NĐ-CP quy định “đối với công ty đại chúng hoạt động trongngành, nghề đầu tư kinh doanh có điều kiện áp dụng đối với nhà đầu tư nước ngoài màchưa có quy định cụ thể về sở hữu nước ngoài, thì tỷ lệ sở hữu nước ngoài tối đa là49%” Do đó, tác giả tiến hành phân chia nhóm các công ty trong mẫu nghiên cứu dựatrên phần trăm tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài thấp nhất là 0%, các nhóm cáccông ty có mức sở hữu nước ngoài từ trên 0% đến 49%, mỗi nhóm cách nhau 10%, cáccôngtycònlạiđượcđưavàocácnhómcómứcsởhữunướcngoàitrên50%.

Hai nhóm công ty có tỷ lệ sở hữu nước ngoài là 0% và từ trên 0% đến 10% có xuhướng biến động ngược chiều và giải thích cho nhau Cụ thể, số công ty có tỷ lệ sở hữunước ngoài 0% tại năm 2007 là 201 công ty đã giảm xuống còn 64 công ty năm 2012.Điều này cho thấy trong giai đoạn 2007 –

2012 có nhiều nhà đầu tư nước ngoài đã thamgia sở hữu các CTNY Việt Nam, làm cho số lượng công ty có sở hữu nước ngoài 0%giảm xuống Theo đó, các nhà đầu tư nước ngoài chủ yếu nắm giữ tỷ lệ sở hữu ở mứcdưới 10% Điều này được khẳng định qua xu hướng tăng của nhóm tỷ lệ công ty có sởhữu nước ngoài từ trên 0% đến 10% đã tăng từ 103 công ty lên đến 346 công ty tronggiai đoạn từ năm 2007 đến năm 2012 Giai đoạn 2013 – 2017 số lượng các CTNY có tỷlệ sở hữu nước ngoài 0% lại có xu hướng biến động tăng trở lại từ

Thựctrạngmứcđộchấpnhậnrủirotạicáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkh oánViệtNam

Mức độ CNRR trung bình được đo lường bởi rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù củacổ phiếu của các CTNY trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2017 được đượcthểhiện quabiểnđồ 4.12.

Cóthểthấy,mứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNamđolườngbởirủirotổngthểvàrủ irođặc thùcóxuhướngbiếnđộnggiảm trongcảgiaiđoạnnghiêncứu.Cụthể:

- Giai đoạn 2007 – 2010: rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù giảm tương đối mạnh.Rủi ro tổng thể giảm từ 0,223 xuống còn 0,141 tương mức với mức giảm hơn 36% Rủiro đặc thù giảm nhẹ hơn rủi ro tổng thể, từ 0,071 giảm xuống mức 0,053 tương ứng vớimức giảmhơn 25%.

- Giai đoạn 2011 – 2017: cả rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù có sự biến động nhẹtrong cả giai đoạn, tuy nhiên xu hướng chung là giảm nhẹ ở cuối giai đoạn tại năm 2017ở mức 0,113 và 0,052 so với mức 0,132 và 0,053 lần lượt cho rủi ro tổng thể và rủi rođặcthù tạinăm 2011.

Nhìn chung, xu hướng giảm của rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù trung bình củacác CTNY Việt Nam với hai giai đoạn là giảm tương đối mạnh (2007 - 2010) và biếnđộnggiảmnhẹ(2011–2017)cũngtươngtựnhưxuthếgiảmcủarủirotổngthểvàrủiro đặc thù khi xem xét với các tiêu chí như quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên HĐQT độclập, tỷlệthànhviênnữhaythùlao.Điềunàychothấyrằng:

Thứnhất,mứcđộCNRRcủacôngtykhiđolườngbởirủirotổngthểvàrủirođặcthùcóxuhướngbiế nđộngkhátươngđồngvớinhau,rủirohệthốngmặcdùkhôngđượcđềcậptrongnghiêncứunàynhưngcó thểkếtluậnsựthayđổicủarủirohệthốngcũngsẽcóxuhướngtươngtựbởivìrủirotổngthểbaogồmrủiro hệthốngvàrủirođặcthù.

Thứhai,mứcđộCNRRcủacôngtychịusựtácđộngđồngthờicủanhiềunhântố và sự tác động từ các nhân tố là khá cân bằng chứ không có sự chênh lệch quá lớn từmộtnhântố cụ thể.

Kếtquảnghiêncứuthựcnghiệmvềtácđộngcủaquảntrịcôngtyđếnmứcđộ chấpnhậnrủirotạicáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkhoánViệtNam100 1 Tácđộngcủaquảntrịcôngtyđếnmứcđộchấpnhậnrủirotạicáccôngtyniê myếttrênthịtrườngchứngkhoánViệtNam

4.3.1 Tác động của quản trị công ty đến mức độ chấp nhận rủi ro tại các côngtyniêmyếttrên thịtrườngchứngkhoán ViệtNam Để xử lý các khuyết tật và vấn đề nội sinh trong mô hình nghiên cứu nhằm đảmbảotínhvữngchocáckếtquảướclượng,tấtcảcácmôhìnhthựcnghiệmđãxâydựngvề tác động của cơ cấu HĐQT đến mức độ CNRR của các CTNY tại Việt Nam đượcthựch i ệ n h ồ i q u y b ằ n g p h ư ơ n g p h á p G M M h ệ t h ố n g h a i b ư ớ c T h ê m v à o đ ó , t r o n g mỗim ô h ì n h t á c g i ả t h ự c h i ệ n k i ể m s o á t h i ệ u ứ n g n ă m t à i c h í n h v à h i ệ u ứ n g n g à n h hoạtđ ộ n g K ế t q u ả c ủ a m ố i q u a n h ệ g i ữ a c ơ c ấ u H Đ Q T v à m ứ c đ ộ C N R R c ủ a c á c

Bảng 4.3 thể hiện kết quả ước lượng từ mô hình nghiên cứu chia thành hai cột.Cột

(1) trình bày tác động của cơ cấu HĐQT đến mức độ CNRR của công ty đo lườngbởirủirotổngthể(Stdret),cột(2)trìnhbàykếtquảđolườngbởirủirođặcthù(Ivol).

Biến quy mô HĐQT có tác động mạnh và nghịch chiều đến biến mức độ CNRRđối với cả hai thước đo Stdret và Ivol Kết quả ước lượng cung cấp bằng chứng ủng hộchogiả thuyếtnghiêncứu 1a đã đề xuất.Kết quả này phù hợp vớicác nghiêncứuở nướcngoàinhưCheng,2008;Nakano&Nguyen,2012;Huang&Wang,2014;Koernia di&cộngsự,2014;Haider&Fang,2016tuynhiênlạitráingượcvớinghiêncứuđượcthự chiệntạiViệtNamcủaNguyễnHoàngAnh&NgôPhúThanh(2019).

TácđộngcủaHĐQTđộclậpđến mứcđộCNRRcủacôngtytrongcảhaimôhìnhlà mối quan hệ nghịch chiều và tương quan mạnh Kết quả này ủng hộ quan điểm về mốiquan hệ tiêu cực trong giả thuyết nghiên cứu 1b giữa sự độc lập của

HĐQT và mức độCNRRcủacácCTNYViệtNam.KếtquảnàytươngtựvớiJiraporn&Lee(2017),Akbar&cộngsự(201 7)nhưngtráingượcvớiLê Đạt Chí& TrầnHoài Nam (2017).

Tác động của sự kiêm nhiệm đến CNRR là tích cực và thống nhất đối với cả haithước đo mức độ CNRR, điều này hỗ trợ cho quan điểm về mối quan hệ giữa sự kiêmnhiệm và mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam là tích cực trong giả thuyết nghiêncứu 1c Kết quả ước lượng phù hợp với kết quả của Boyd (1995), Brickley & cộng sự(1997), Adams & cộng sự (2005), Alam & Ali Shah (2013) Trong khi đó, NguyễnHoàng Anh & Ngô Phú Thanh

(2019) đo lường mức độ CNRR thông qua biến động củaROA không tìm thấy tác động của sự kiêm nhiệm đến mức độ CNRR trong nghiên cứuthực hiệntạiViệtNam.

Biến tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT có tác động làm giảm đáng kể rủi ro tổngthểvàrủi ro đặc thù cung cấp bằng chứng ủng hộ cho giảt h u y ế t n g h i ê n c ứ u 1d đã đềcập rằng sự hiện diện của thành viên nữ trong HĐQT tác động nghịch chiều đến mức độCNRR của các CTNY Việt Nam Kết quả hồi quy cũng cho thấy chiều hướng tác độngnhất quán đối với cả hai thước đo là rủi ro tổng thểv à r ủ i r o đ ặ c t h ù t r o n g c ả h a i m ô hình nghiên cứu Kết quả ước lượng phù hợp với phát hiện của Khaw & cộng sự (2014)tại Trung Quốc hay Nguyễn Hoàng Anh & Ngô Phú Thanh (2019) nghiên cứu tại ViệtNamvới thướcđomứcđộCNRRlàbiếnđộngcủaROA.

Tácđộngcốđịnhnăm Có Có Có Có

Tácđộngcốđịnhngành Có Có Có Có

Bảng4.4.trìnhbàykếtquảtácđộngcủasởhữunhànướcđếnmứcđộCNRR.Biếnsởhữunhànướcđượ cđolườngbởitỷlệsởhữucủanhànước(State)vàsởhữunhànướckiểmsoát(biếngiảStateControl).Dođó ,khikếthợpvớimứcđộCNRRđượcđolườngbởiStdretvàIvolsẽcócácmôhìnhướclượngsố(3),(4), (5)và(6)nhưtrìnhbàytrongbảng4.4.

Kết quả ước lượng cho thấy biến sở hữu nhà nước có tác động mạnh (có mức ýnghĩa thống kê 1%) và nghịch chiều đến biến động rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù. Kếtquảnàycungcấpbằngchứngủnghộchogiảthuyếtnghiêncứu 2ađã đềcậprằngsởhữunhànướctácđộ ngtiêucựcđến mứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.Kếtquảnghiêncứu tương tự Boubakri & cộng sự (2013b) nghiên cứu tại 57 quốc gia hay Khaw & cộngsự (2017) tại Trung Quốc nhưng trái ngược với Phùng Đức Nam (2017) nghiên cứu trênTTCKViệt NamkhitácgiảsửdụngbiếnđộngcủaROEđểđolườngmứcđộCNRR.

Ngượclại,tácđộngcủasởhữukiểmsoátcủanhànướcđếnmứcđộCNRRlạicó mối quan hệ thuận chiều Kết quả ước lượng phù hợp với kỳ vọng của giả thuyếtnghiêncứu 2bkhi cungcấpbằngchứngchothấysởhữukiểmsoátcủanhànướclàmcho rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù của các CTNY Việt Nam tăng lên Phát hiện nàytương tự tại Trung Quốc khi tỷ lệ sở hữu nhà nước tác động nghịch chiều nhưng sở hữukiểm soát nhà nước lại có tác động thuận chiều (nghiên cứu của Zhu & Yang, 2016) đếnmức độ CNRR.

Bảng4 5chot hấ y biến s ởhữun ướ c ngoàicó tá cđ ộn gt hu ận chiều đ ế n r ủ i rotổng thể trong mô hình (7) và rủi ro đặc thù trong mô hình (8) Tác động thuận chiều đãcung cấp bằng chứng ủng hộ cho giả thuyết nghiên cứu 2c đã đề cập rằng sở hữu nướcngoài có tác động tích cực đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam Kết quả nàytương tự các nghiên cứu của Boubakri & cộng sự (2013) và Nguyen (2011) Trong khiđó Xuan Vinh Vo (2016) sử dụng biến động của ROA, ROE để đo lường mức độ CNRRtạiViệtNam lại cókếtluận tráingược.

Mô hình (9) và (10) trong bảng 4.6 thể hiện kết quả tác động của thù lao của bangiám đốc đến biến Stdret và Ivol Trái với kỳ vọng của giả thuyết nghiên cứu số 3 rằngthù lao ban giám đốc sẽ tác động tích cực đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam,kết quả ước lượng lại cho thấy thù lao ban giám đốc làm giảm mức độ CNRR trong cảhai mô hình nghiên cứu Phát hiện này của tác giả tương tự với Eling & Marek (2013)nghiên cứutrường cáccông ty bảo hiểmAnh và Đứck h i k ỳ v ọ n g m ộ t m ố i q u a n h ệ thuậnchiềunhưngkết quảướclượnglạicungcấpbằngchứngchothấythùlaobangiámđốc tácđộngnghịchchiềuđếnmứcđộCNRR.

Nhìn chung, kết quả hồi quy cho thấy chiều hướng tác động rõ ràng (với mức ýnghĩa 1% và 5%) và nhất quán của các biến QTCT đến mức độ CNRR đối với cả haithướcđolàrủirotổngthểvàrủirođặcthùtrongcảmườimôhìnhnghiêncứu.Điềunày chứng tỏ những ảnh hưởng từ độ rộng lớn của thị trường khi đo lường mức độCNRR bằng rủi ro tổng thể so với rủi ro đặc thù không ảnh hưởng đến hướng tác độngcủaQTCTđếnmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam. Đối với tác động của các biến đặc thù công ty: kết quả ước lượng cho thấy rằngngoạit r ừ t ác động c ủ a Le v t r o n g m ô h ìn h số ( 4) v à C as hf lo ws t r o n g m ô h ì n h (1 ) v à

(5) không có ý nghĩa thống kê Tác động của các biến đặc thù công ty đến mức độCNRR củacác CTNYV i ệ t N a m t r o n g c á c m ô h ì n h c ò n l ạ i đ ề u c ó ý n g h ĩ a t h ố n g k ê , cụthểnhưsau:

- Quymôcôngty(Size)tácđộngngượcchiềutrongkhitỷlệchitiêuvốnđầutưtrêntổngtàisản (Capex)tácđộngthuậnchiềuđếnmứcđộCNRRtrongtấtcảcácmôhình.

- Đònbẩytàichính(Lev)vàdòngtiềntựdocủacôngtytrêntổngtàisản(Cashflows)cótácđộ ngnghịchchiềuđếnmứcđộCNRRtrongcácmôhìnhkiểmđịnhtácđộngcủacơcấu HĐQT và sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR (mô hình (1) đến (6)) Ngược lại, tácđộngcủaLevvàCashflowslàthuậnchiềutrongmôhìnhtácđộngcủasởhữunướcngoàivàthùlaoban giámđốcđếnmứcđộCNRR(môhình(7)đến(10)).

- Tương tự Lev và Cashflows, tác động của tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổsách của tổng tài sản (Tobin’s Q) đến mức độ CNRR là thuận chiều (ngoại trừ mô hìnhsố(5)tácđộngnghịchchiều) trongcácmôhình(1)đến(6).TácđộngcủaTobin

- TSSL trên tổng tài sản (ROA) có tác động âm trong các mô hình, ngoại trừ môhình số (6) tác động dương khi mức độ CNRR đo lường bởi Ivol trong mô hình tác độngcủasởhữukiểmsoátnhànướcđếnmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

G M M t r o n g m ô h ì n h số (1) đến mô hình số (10) cho thấy các biến độ trễ của biến phụ thuộc (Stdrett-1và Ivolt-1) đều mang giá trị dương như kỳ vọng và đều có ý nghĩa ở mức

1% trong tất cả các môhình.ĐiềunàythểhiệnmứcđộCNRRtronghiệntạichịusựtácđộngcủamứcđộCNRRtrongnămtrướ cđó.Trongcả10môhình,sốnhómcôngcụđềunhỏhơnsốnhómlàphùhợpvớiyêucầucủaư ớclượngGMM Bêncạnhđó,giátrịp-valuecủaAR(1)trongtất cả các mô hình có giá trị bằng 0,000 < 0,05, đồng thời các giá trị p-value của AR (2)đều lớn hơn 0,1 Những giá trị này cho thấy trong các mô hình không tồn tại hiện tượngtự tương quan chuỗi bậc 1 và bậc 2 Kết quả của kiểm địnhH a n s e n c h o t í n h h i ệ u l ự c củamôhìnhcógiátrịp- valuetrongcácmôhình>0,05(môhình(5)cógiátrị0,051;các mô hình còn lại đều lớn hơn 0,1) cho thấy các công cụ được sử dụng trong các ướclượng là hợp lệ Thêm vào đó, kiểm định khác biệt Hansen cho giá trị p-value chứng tỏvấnđềnộisinhđãđượcxửlýbởicáccôngcụphùhợpđượcsửdụngtrongmôhình.

4.3.2 Tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ chấp nhận rủirotạicáccôngtyniêmyết trênthịtrườngchứngkhoánViệt Nam

Kết quả ước lượng của mô hình (11) và (12) được trình bày trong bảng 4.7 thểhiện kết quả kiểm định tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR Mức độ CNRR được đo lường lần lượt bởi Stdret thể hiện trong mô hình (11) và Ivoltrong mô hình (12).

Thảoluậnkếtquảnghiêncứu

Luận án nghiên cứu tác động của QTCT đến mức độ CNRR của các CTNY trênTTCK Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2017 với ba vấn đề nghiên cứu trọng tâm baogồm: (i) Tác động tuyến tính của QTCT (bao gồm cơ cấu HĐQT, cấu trúc sở hữu và cơchế đãi ngộ) đến mức độ CNRR; (ii) Tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước đếnmức độ CNRR; và (iii) Tác động của Thông tư 121/2012/TT-BTC đến mức độ CNRR.Các vấn đề nghiên cứuđược triển khaithành1 4 m ô h ì n h t h ự c n g h i ệ m v à đ ư ợ c k i ể m định bằng các phương pháp ước lượng phù hợp Kết quả ước lượng là cơ sở để đưa racác luận giảisau đây:

Thứnhất,k ế tq u ả n g h i ê n c ứ u c h o t h ấ y q u y môH Đ Q T c ó t á c đ ộ n g l à m g i ả m rủ i ro tổng thể và rủi ro đặc thù của các CTNY Việt Nam Kết quả này cung cấp bằngchứng ủng hộchoquanđiểm của lýthuyết raquyết địnhchorằngc á c c ô n g t y c ó HĐQTl ớ n h ơ n t h ư ờ n g g ặ p k h ó k h ă n b ở i c á c v ấ n đ ề g i a o t i ế p v à p h ố i h ợ p d ẫ n đ ế n quá trình ra quyết định mất nhiều thời gian và kém năng suất hơn Bên cạnh đó, việcthuyếtp h ụ c m ộ t n h ó m l ớ n c á c t h à n h v i ê n H Đ Q T c h ấ p n h ậ n c á c d ự á n r ủ i r o c ũ n g khó khăn hơnsovới một nhóm nhỏ,cần có nhiềus ự t h ỏ a h i ệ p h ơ n đ ể đ ạ t đ ư ợ c s ự đồngthuận Vì thế cácq u y ế t đ ị n h c u ố i c ù n g t r o n g H Đ Q T l ớ n h ơ n í t c ự c đ o a n h ơ n , tứcl à k h ô n g t ố t h o ặ c k h ô n g x ấ u Đ i ề u n à y d ẫ n đ ế n v i ệ c C N R R í t h ơ n v à t h u n h ậ p củacôngtycũngítbiếnđộnghơn.

Mặc khác, quy mô HĐQT cũng thường tỷ lệ thuận với quy mô công ty Các côngty có quy mô nhỏ (tương ứng với HĐQT nhỏ) thường theo đuổi các chiến lược rủi ronhiều hơn nhằm đạt được mục tiêu tăng trưởng của công ty Do đó, quy mô HĐQT nhỏcó liên quan với mức độ CNRR cao hơn. Ngược lại, các công ty có quy mô lớn (tươngứng HĐQT lớn) thường đã trải qua giai đoạn tăng trưởng nhanh và bước vào giai đoạnổn định, cùng với quy mô lớn nên có thể đa dạng hóa đầu tư để cân bằng rủi ro Do đó,cáccôngtycóquymôHĐQTlớnliênquanđếnmứcđộCNRRthấphơn. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực trạng của các CTNY Việt Nam Đa số cácCTNYtạiViệtNamlàcôngtynhỏvàvừa,thểhiệnquasốliệutrongmẫunghiêncứuđã cho thấy số lượng CTNY có số thành viên HĐQT 5-6 thành viên là vượt trội so vớicác quy mô còn lại Ngoài ra, mức độ CNRR trung bình đo lường bởi rủi ro tổng thể vàrủi ro đặc thù của nhóm công ty có HĐQT từ 3 đến 6 thành viên là cao hơn so với nhómcông tycótừ7đến11thành viêntrongHĐQT.

Thứ hai,tác động của sự độc lập của HĐQT đến mức độ CNRR của các

CTNYViệtN a m l à m ố i q u a n h ệ n g h ị c h c h i ề u B ằ n g c h ứ n g n à y h ỗ t r ợ c h o q u a n đ i ể m c h o rằngkhicơchếđãingộcủanhàquảnlýđượcgắnliềnvớikếtquảhoạtđộngcủacôngtys ẽthúcđẩycácnhàquảnlýCNRRnhiềuhơn.Cácdựánrủirocaocóthểmangvềthu nhập cao hơn cho công ty qua đó giúp nhà quản lý nhận được các đãi ngộ tươngxứng.S ự h i ệ n d i ệ n c ủ a t h à n h v i ê n đ ộ c l ậ p , n h ữ n g n g ư ờ i k h ô n g t h a m g i a đ i ề u h à n h công ty và không có các lợi ích từ đãi ngộ nhà quản lý có thể giúp làm giảm mức độCNRR thông qua việc tư vấn và kiểm soát lựa chọn các chiến lược của công ty theohướng ít rủi ro hơn Hơn nữa, sự hiện diện của các thành viên HĐQT độc lập đại diệnchom ộ t n hâ n t ố Q T C T h i ệ u q u ả v à m ạ n h mẽl àm c h o c á c n h à q u ả n l ý c ó xuh ư ớ n g thỏathuậnvớicáccổđôngnhiềuhơn,dẫnđếnnhiềuquyếtđịnhcânbằngkhôngthực sự tốt cũng khôngthực sự xấu Những quyết địnhcân bằngđó gắn với mức độb i ế n độngthấphơn củ a thunhậpc ôn g ty Trong bốicảnh như vậ y, sựđộclậpcủaH ĐQTgắnvớimứcđộCNRRcủacôngtyíthơn.

3 , 7 7 % , thấp h ơ n n h i ề u s o vớim ức 1 / 3 (tương đương3 3 , 3 3 % ) Điều nàychothấy sốlư ợngthànhviênHĐQT độclậptrongcác CTNYcòn thấp Ngay cảsaut hờ i điểmThông t ư 1 2 1 / 2 0 1 2 / T T -

B T C c ó hi ệu lựctừc u ố i n ă m 2012t h ì sốcông tychưađủtỷlệthànhviênđộclậptrongH ĐQTởmứctốithiểu1/3vẫncònkhálớn.Sốliệutrong thống kêcũngcho thấy rằng nhó mcácCTNYViệt Namcótỷ lệthành viên độc lập trong HĐQT chiếm tỷ lệ ít nhất 1/3 có mức độ CNRR bao gồm cả rủi rotổngthể và rủi rođặc thù thấphơn sovới nhómcông ty cót ỷ l ệ t h à n h v i ê n đ ộ c l ậ p trongHĐQT thấphơn 1/3.Tuynhiênsự chênhl ệ c h m ứ c C N R R g i ữ a h a i n h ó m l à khôngđángkể.

Thứba,sựkiêmnhiệmcácchứcvụtrongbangiámđốccủathànhviênHĐQTcó tác động tích cực đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam Kết quả này ủng hộcho quan điểm của lý thuyết nhà quản lý cho rằng người quản lý cần có nhiều quyền lựchơn để thực hiện tốt hơn các nhiệm vụ được giao Qua đó có thể nâng cao hiệu quả hoạtđộng và làm tăng giá trị cho công ty Mặc dù vậy điều này tiềm ẩn rủi ro cao hơn chocông ty Khi quyền lực quá lớn được trao cho các nhà quản lý đồng thời thành viênHĐQT sẽtạoracơhộichonhàquảnlýcóthể thựchiệncácmụcđíchtưlợichocánhân,làm tăng vấn đề xung đột lợi ích giữa các nhóm cổ đông Trong đó, cổ đông thiểu số cóthểbịthiệtthòi nhiều hơn.

Quy định của Nghị định 71/NĐ-CP củaV i ệ t N a m c ó h i ệ u l ự c t ừ n g à y 0 1 t h á n g 08 năm 2017 đã quy định chủ tịch HĐQT của một công ty đại chúng không được kiêmnhiệm chứcvụ tổng giám đốc Tuy vậy, quy định này chỉ có hiệu lựcs a u

3 n ă m k ể t ừ lúcNghị định 71 có hiệulực Đồng thời Nghịđịnh71cũng khuyến khíchc á c t h à n h viên HĐQT của công ty đại chúng hạn chế tối đaviệckiêm nhiệm cácc h ứ c v ụ t r o n g bang i á m đ ố c đ ể t ă n g t í n h đ ộ c l ậ p c h o H Đ Q T T u y n h i ê n , v i ệ c h ạ n c h ế k i ê m n h i ệ m chỉ ở mức khuyến khích chứ không quy định bắt buộc Số liệu thống kê cho thấy tỷ lệthànhv i ê n H Đ Q T k i ê m n h i ệ m t r o n g b a n g i á m đ ố c c h i ế m đ ế n 4 0 % t r o n g g i a i đ o ạ n 2007 – 2017 Tỷ lệ này là khá cao vì gần 1/2 thành viên trong ban giám đốc đồng thờicũnglàthànhviênHĐQTsẽtácđộnglớnđến sựđộclậpcủaHĐQTtrongviệcgiámsátv àtưvấnhànhviCNRRcủacácthànhviênbangiámđốc.

XuhướngtácđộngcủasựkiêmnhiệmtráingượcvớitácđộngcủaHĐQTđộclập đến mức độ CNRR cho thấy việc khuyến khích các công ty hạn chế tối đa thành viênHĐQT kiêm nhiệm các chức vụ trong ban giám đốc vì có thể làm giảm sự độc lập củaHĐQTx u y ê n s u ố t t r o n g c á c v ă n b ả n p h á p l u ậ t V i ệ t N a m n h ư k h o ả n 2 đ i ề u 1 0 c ủ a Quyếtđ ị n h s ố 1 2 / 2 0 0 7 / Q Đ -

B T C , k h o ả n 2 đ i ề u 1 0 T h ô n g t ư 1 2 1 / 2 0 1 2 / T T - B T C v à đang có hiệu lực thi hành hiện nay là khoản 3 điều 13 của Nghị định 71/NĐ-CP là hoàntoàn phù hợp.

Thứ tư,kết quả ước lượng cho thấy sự hiện diện của thành viên nữ trong

HĐQTlàmgiảmmức độCN RR củacácCTNYViệtNam.Kếtquảnàyủnghộcholậpluậ nphụnữđượccholàcóchủnghĩacánhâníthơnsovớinamgiới,họcũngcóxuhướngnétránhsự khôngchắcchắnnhiềuhơnnamgiới.Dovậy,thànhviênnữtrongHĐQTcóxuhướngđón ggópvàoviệckiểmsoátvàlựachọncácchiếnlượcđầutưcủacôngty theo hướng ít rủi ro hơn Kết quả thống kê từ mẫu dữ liệu cũng cho thấy rằng mức rủiro tổng thể và rủi ro đặc thù của các CTNY có từ 1 đến 3 thành viên nữ trong HĐQTthấphơnsovớicáccôngtykhôngcóthànhviênnữtrongHĐQT.

Tuy nhiên, kết quả thống kê từ mẫu nghiên cứu cho thấy số lượng CTNY ViệtNamcótừtrên3thànhviênHĐQTnữlàrấtít.TỷlệthànhviênnữtrongHĐQTcủacác CTNYViệtNamcũngchiếm tỷlệcònthấp,trungbìnhởmức13,04%.Mặcdùtrongmột nghiên cứu gần đây củaDeloitte vào tháng 6 năm 2018, đã khảo sát 50 công ty tạiViệt nam và cho thấy có 17,6% thành viên HĐQT là nữ Tỷ lệ này gấp đôi tỷ lệ trungbìnhcủachâuÁlà7,8%haycácquốcgianhưMalaysiavàSingaporelầnlượt13,7% và 10,7%.Tuy nhiên,so với các quốcgia phát triển quy địnhbắt buộc cótỷl ệ t h à n h viên nữ trong HĐQT như Na Uy (40%), Pháp (33%) hay Đức (30%) thì tỷ lệ trên cònkhá khiêmtốn.

Thứ năm,kết quả ước lượng chỉ ra rằng tỷ lệ sở hữu nhà nước tác động nghịchchiều trong khi sở hữu nhà nước kiểm soát tác động thuận chiều đến mức độ CNRR củacác CTNYViệtNam.

Kết quả trên cho thấy các công ty có sở hữu nhà nước có xu hướng lựa chọn cácchiến lược đầu tư ít rủi ro do đó gắn với mức biến động TSSL thấp hơn Xu hướng ngạiCNRR trong các công ty có sở hữu nhà nước có thể được giải thích dựa trên quan điểmchính trị hoặc quan điểm nhà quản lý Trong bối cảnh của các CTNY Việt Nam, chủ sởhữu nhà nước thường liên quan đến các công ty có lĩnh vực hoạt động phục vụ cho sựphát triển của kinh tế - xã hội trước đây là các doanh nghiệp nhà nước được cổ phần hóa(chẳnghạndượcphẩm,dệtmay,cảngbiển,hàngkhông,xâydựng,côngnghiệp nặng,…) Do đó hoạt động của các công ty này thường hướng đến phục vụ các chínhsách của nhà nước hơn là mục tiêu tối đa hóa giá trị công ty Điều này làm cho dòng thunhập của công ty ít có sự biến động Ngoài ra, tác động nghịch chiều của sở hữu nhànước và mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam cũng có thể được giải thích dựa trênquan điểm nhà quản lý Sự chi phối của sở hữu nhà nước liên quan đến một cơ chế đãingộ kém bởi vì các nhà quản lý công ty không nhận được sự giám sát phù hợp Cơ chếđãi ngộ không được gắn liền với kết quả hoạt động của công ty Do đó, các nhà quản lýkhông có động lực để thực hiện các dự án rủi ro làm tăng giá trị của công ty nhằm đạtđượccáckhoảnbồithườngcao.Bêncạnhđó,phầnvốnsởhữucủanhànướctạicôngty thường được trao cho một cá nhân làm đại diện Khi người được giao quyền đại diệnphần vốn của nhà nước không sử dụng quyền hạn của mình để thực hiện những điều đãhứa mà chuyển hướng để phục vụ cho lợi ích cá nhân của mình thì hành động này sẽngăn cản công ty thực hiện các dự án rủi ro Do vậy, sở hữu của nhà nước trong công tycótácđộngtiêucựcđếnviệcCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Trong khi đó, đối với trường hợp các CTNY có tỷ lệ sở hữu của nhà nước chiếm tỷ lệ kiểm soát thường là những công ty thuộc các lĩnh vực hoạt động có vai trò quantrọng đối với an ninh quốc phòng, năng lượng của quốc gia như dầu khí, xăng dầu, cảngbiển, xây dựng, Một số mã cổ phiếu có tỷ lệ sở hữu kiểm soát nhà nước trong các lĩnhvựcnàynhư:GAS, COM,PHP,CAV,HOM, HVX, KMT,NT2,PHP , PLC,PVC,

Các công ty này thường được hưởng các chính sách ưu đãi của Chính phủ nhưng cũngphải phục vụ cho việc thực thi chính sách của nhà nước Các lĩnh vực có rủi ro cao, vốnđầu tưlớn,thờigian thu hồi vốn lâu chủ yếudo các công ty này thựch i ệ n T r o n g k h i đó, mặc dù đã trở thành CTCP nhưng nhiều công ty có sở hữu nhà nước kiểm soát vẫnvận hành như mô hình doanh nghiệp nhà nước trước đây QTCT kém cùng với đặc thùđảm trách các dự án rủi ro cao làm cho các công ty sở hữu nhà nước kiểm soát gắn vớimứcđộCNRRcaohơnvàcóthểtheohướngtiêucựcnhiềuhơn.

Kếtluậntừkếtquảnghiêncứuvềtácđộngcủaquảntrịcôngtyđếnmứcđộchấpnhậnrủi rotạicáccôngtyniêmyếttrênthịtrườngchứngkhoánViệtNam

Tỷs ố g i á t r ị t h ị t r ư ờ n g v à g i á t r ị s ổ sáchcủa tàisản Tobin’sQ +/– +/–

Dựa trên một bảng dữ liệu không cân bằng với mẫu bao gồm 577 CTNY phi tàichính và vận dụng phù hợp phương pháp ước lượng GMM hệ thống hai bước, phươngphápướclượngOLS, tácgiảđãtìmhiểubavấnđềbaogồmtácđộngcủacơcấuHĐQT,cấu trúc sở hữu và cơ chế đãi ngộ; tác động phi tuyến tính của sở hữu nhà nước; và tácđộng củaThông tư 121/2012/TT-BTC (quyđịnh CTNY phải đảm bảo thành viênđ ộ c lập trong HĐQT đạt tỷ lệ tối thiểu 1/3) đến mức độ CNRR của các CTNY trên TTCKViệtNamtrongthời giantừnăm2007đếnnăm2017.

Các thông tin TSSL trên sổ sách kế toán của công ty có thể bị làm sai lệch dohành vi quản trị thu nhập Việc đo lường mức độ CNRR thông qua đo lường biến độngcủa các tỷsố TSSLk ế t o á n s a i l ệ c h s ẽ k h ô n g p h ả n á n h c h í n h x á c m ứ c đ ộ

C N R R c ủ a các CTNY Việt Nam Do vậy, tác giả đo lường mức độ CNRR của công ty thông quabiếnđộngcủaTSSLcủacổphiếucôngtytrênTTCK.CụthểmứcđộCNRRcủacôngty được đo lường thông qua rủi ro tổng thể và rủi ro đặc thù Trong đó, thước đo rủi rođặc thù phản ánh chính xác nhất các rủi ro cá biệt liên quan đến chứng khoán công ty,thước đo rủi ro tổng thể bao gồm cả rủi ro đặc thù và rủi ro hệ thống có tác động đến cổphiếu côngty.

Cơ cấu HĐQT trong nghiên cứu này bao gồm quy mô HĐQT, sự độc lập củaHĐQT, sự kiêm nhiệm các chức vụ trong ban giám đốc của thành viên HĐQT và tỷ lệthànhviênnữtrongHĐQT.KếtquảướclượngchothấymốiquanhệgiữacơcấuHĐQTvà mức độ CNRR của công ty là rõ ràng và nhất quán đối với cả hai thước đo Cụ thể,quy mô của HĐQT, sự độc lập của HĐQT và tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT có tácđộngnghịchchiềuđếnmứcđộCNRR.ĐiềuđócónghĩalàquymôHĐQTlớnhơn,tỷlệthành viênHĐQTđộclậpvàtỷlệthànhviênnữtrongHĐQTcaohơndẫnđếnmứcđộ CNRR của các CTNY Việt Nam thấp hơn Trong khi đó, sự kiêm nhiệm các chứcdanh trong ban giám đốc của thành viên HĐQT cho thấy tác động là thuận chiều vớimức độCNRR trongcả haimô hình.

Thông tư 121/2012/TT-BTC quy định các công ty đại chúng quy mô lớn vàCTNYp hả i đảmbảot ỷ lệthành viên đ ộc lậptrongHĐQTđạtmức tốithiểu 1/3 Dođ ó,tácđộngcủaquyđịnhnàytrongThôngtư 121/2012/TT- BTC đếnmứcđộCNRRcần được kiểm chứng đối với nhóm công ty bị ảnh hưởng Kết quả ước lượng cung cấpbằng chứng rõ ràng cho thấy sự gia tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT làmgiảmmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

VềtácđộngcủacấutrúcsởhữuđếnmứcđộCNRR.Tác giảtậptrungnghiêncứuha ihìnhthứcsởhữuphổbiếntạicácCTNYViệtNamđólàsởhữunhànướcvàsở hữu nước ngoài Kết quả cho thấy sở hữu nhà nước làm giảm mức độ CNRR, ngược lạisở hữu nước ngoài làm tăng mức độ CNRR của các CTNY tại Việt Nam đối với cả haithước đo Mức độ CNRR ít hơn của các CTNY sở hữu nhà nước tại Việt Nam một phầnlàvìvaitròcủasởhữunhànướctrong cáccôngtycòngắn cácmụctiêukhácngoài mục tiêu tối đa hóa giá trị công ty như tạo việc làm, ổn định kinh tế - xã hội hay các mụctiêu chính sách khác Ngoài ra, cơ chế giám sát không tương xứng dành cho các nhàquản lý trong các công ty sở hữu nhà nước cũng như việc người đại diện phần vốn củanhà nước hướng đến lợi ích cá nhân thay vì lợi ích của công ty làm cho công ty hạn chếviệc tham gia vào các dự án rủi ro Trong khi đó đối với các công ty có chủ sở hữu nướcngoài, mức biến động cao của dòng thu nhập công ty có thể đến từ việc nhà đầu tư nướcngoài đónggóp các kỹnăng quảnl ý v à n g u ồ n l ự c m ớ i v à g ó p p h ầ n c ả i t h i ệ n q u ả n t r ị của công ty tốt hơn Điều này hỗ trợ cho thu nhập của công ty biến động cao hơn theohướng tích cực.

Mặc khác, sở hữu nhà nước khi đo lường bởi biến sở hữu kiểm soát nhà nước(nhà nước sở hữu trên 50% vốn cổ phần) cho thấy rằng khi sở hữu nhà nước chiếm tỷ lệcaolàmchomứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNamcaohơn.Bởivìcáccôngtysởhữu kiểmsoát nhànước thườnggắn với các dự án đầutư có rủi rocao, vốnl ớ n , t h ờ i gian hoàn vốn chậm vàkhả năng sinh lờikhông rõ ràng.Nhưng đểp h ụ c v ụ c h o m ụ c tiêu của nhà nước nên các công ty này phải tham gia vào các dự án như vậy Kết quả sởhữu kiểm soát nhà nước làm tăng mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam Xu hướngtác độngngược chiều của sở hữunhà nước nói chungvà tác độngthuận chiềuc ủ a s ở hữu kiểm soát của nhà nước đến mức độ CNRR cũng là minh chứng cho thấy tác độngcủa sở hữu nhà nước đến mức độ CNRR có mối quan hệ phi tuyến tính dạng chữ U Tứclà sở hữu nhà nước tăng lên làm giảm mức độ CNRR, tuy nhiên khi sở hữu nhà nướctăng cao đến một ngưỡng nhất định sẽ làm cho mức độ CNRR của các CTNY Việt Namtăng lên.

TạiViệtN a m , h ì n h t h ứ c t r ả t h ù l a o t h ô n g q u a l ư ơ n g , t h ư ở n g v à c á c k h o ả n thun h ậ p k h á c l à r ấ t p h ổ b i ế n s o v ớ i h ì n h t h ứ c c h i t r ả b ằ n g q u y ề n c h ọ n c ổ p h i ế u Kếtquả phânt í c h t á c đ ộ n g c ủ a t h ù l a o b a n g i á m đ ố c đ ế n m ứ c đ ộ C N R R c h o t h ấ y tácđộngnàylànghịchchiều.Cónghĩa làviệctrảthùlaocàngcaosẽlàmgiảm mứ cđộC N R R c ủ a c á c C T N Y V i ệ t N a m V i ệ c c á c C T N Y V i ệ t N a m c h ư a c ô n g b ố đ ầ y đủthôngtintrả thùlaochothànhviênb a n g i á m đ ố c , đ ặ c b i ệ t l à t h à n h v i ê n b a n giám đốc dothànhviênHĐQT kiêmnhiệm cót h ể l à n g u y ê n n h â n d ẫ n đ ế n k ế t q u ả tácđộngnghịchchiều.

Khuyếnnghị

SựhiệndiệncủathànhviênđộclậptrongHĐQTcóthểngănchặnhànhviCNRRquámứccủacác nhàquảnlýhaygópphầnbảovệlợiíchcủacáccổđông,đặcbiệtlàcổ đông thiểu số Quy định QTCT tại Việt

Nam đã có sự quan tâm nhất định đến vai tròcủathànhviênđộclậpthôngquaquyđịnhtỷlệtốithiểutrongHĐQT.Tuynhiên,thựctế cho thấy không phải tất cả các CTNY đều tuân thủ quy định này Ngoài ra, việc côngbố các thông tin về các tiêu chí độc lập của thành viên HĐQT độc lập khi bổ nhiệm củacác công ty là chưa đầy đủ để các cổ đông bên ngoài có thể đánh giá được việc tuân thủcác quy định tiêu chí độc lập (Bùi Thị Thủy,

2015) Do đó, để phát huy được vai trò củathành viên HĐQT độc lập trong việc giám sát và kiểm soát các hành vi CNRR quá mứccủa các nhà quản lý và bảo vệ quyền lợi của cổ đông, nhất là cổ đông thiểu số thì các cơquan quản lý cần tiếp tục hoàn thiện các quyđ ị n h y ê u c ầ u c á c C T N Y p h ả i c h ấ p h à n h quy định tỷ lệ thành viên độc lập tối thiểu trong HĐQT Đồng thời yêu cầu công bốthường xuyên và đột xuất tiêu chuẩn của thành viên HĐQT độc lập được bổ nhiệm tạicácCTNY.CóchếtàixửphạtđốivớicácCTNYkhôngtuânthủquyđịnh.

Quy định số lượng thành viên độc lập phải chiếm tỷ lệ tối thiểu 1/3 trong HĐQTlà để nhằm gia tăng sự hiện diện và tiếng nói của thành viên độc lập trong HĐQT Tuynhiên, nhiều thành viên độc lập ngay cả trong các công ty đáp ứng được tỷ lệ trên vẫnkhông thể hiện được vai trò của mình theo hướng tích cực trong việc kiểm soát hành viCNRR của nhà quản lý và bảo vệ quyền lợi cho các cổ đông thành viên HĐQT độc lậpchỉ có thể phát huy được vai trò của họ khi họ không chỉ thực sự độc lập mà còn phải cóđầyđủnănglựctrongviệcnhậndiệnvàquảntrịrủi ro.

Các quy định hiện tại chỉ đề cập đến tiêu chuẩn của thành viên độc lập trong cácmối quan hệ nhân thân và lợi ích kinh tế trong công ty mà chưa chú trọng đến năng lựccủa thành viên HĐQT độc lập Do đó để đảm bảo thành viên HĐQT độc lập có thể thựchiện tốt nhiệm vụ của mình thì ngoài những quy định về tính độc lập của thành viênHĐQT,c ầ n cónhững q u y đ ị n h t i ê u c hu ẩn về n ă n g l ự c và k i n h n g h i ệ m nh ận d i ệ n v à quản trị rủi ro liên quan đến lĩnh vực hoạt động của công ty Khi đó, thành viên HĐQTđộc lập mới có thể đưa ra các ý kiến độc lập và có giá trị góp phần vào việc quyết địnhCNRRcủacôngtycânbằnggiữarủirovàmụctiêutăngtrưởng.

Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô HĐQT và thành viên HĐQT độc lập tácđộng ngược chiều trong khi thành viên HĐQT kiêm nhiệm trong ban giám đốc có tácđộng thuận chiều đến mức độ CNRR Như vậy, ảnh hưởng của thành viên HĐQT độclập và thành viên HĐQT không kiêm nhiệm so với ảnh hưởng của thành viên HĐQTkiêm nhiệm trong ban giám đốc đến mức độ CNRR của công ty có thể triệt tiêu lẫn nhaukhimộtbêncó ảnhhưởngmạnhhơnbênkia.

Quy định tại khoản 2 điều 12 Nghị định 71/NĐ-CP (có hiệu lực từ ngày 01 tháng08 năm 2017) nêu rõ“Chủ tịch Hội đồng quản trị không được kiêm nhiệm chức danhGiámđốc(Tổnggiámđốc)củacùng01côngtyđạichúng”(cóhiệulựcsau3nămkểt ừngàyNghịđịnh71/NĐ-CPcóhiệulực)sẽkhôngchophépchủtịchHĐQTkiêmnhiệmchức danh giám đốc (tổng giám đốc) trong các CTNY như trước đây Việc này làm giảmquyềnlựccủacáctổnggiámđốcdo chủtịchHĐQTkiêmnhiệmvàtăngtínhđộclậpchoHĐQT Tuy nhiên, khoản 3 điều 13Nghịđịnh 71/NĐ- CPnêu rõ“Công tyđạic h ú n g cần hạn chế tối đa thành viên Hội đồng quản trị kiêm nhiệm chức danh điều hành củacôngtyđểđảmbảotínhđộclậpcủaHộiđồng quảntrị”làcơsở chophépvàchỉkhuyếnkhích hạn chế tối đa tỷ lệ các thành viên HĐQT kiêm nhiệm các chức danh khác trongban giám đốc mà chưa quy định cụ thể tỷ lệ tối đa được kiêm nhiệm Trong khi đó, việcthànhviênHĐQTkiêmnhiệmtrongbangiámđốccóthểlàmgiảmsựđộclậpcủaHĐQTlàcóthểx ảyra.Dođó,cầnxemxétvàquyđịnhgiớihạnvềtỷlệthànhviênHĐQTđượcphép kiêm nhiệm trong ban giám đốc để có thể bảo vệ sự độc lập của HĐQT trong việckiểmsoáthànhviCNRRcủacácnhàquảnlýcông ty.

Sự hiện diện của thànhv i ê n n ữ t r o n g H Đ Q T l i ê n q u a n đ ế n h i ệ u q u ả h o ạ t đ ộ n g của công ty cao hơn và các quyết định CNRR của công ty thận trọng hơn Do đó, thànhviên HĐQT nữ có tác động tích cực đối với mục tiêu lợi nhuận của công ty Điều nàycho thấy cần thiết phải gia tăng sự hiện diện của thành viên nữ trong HĐQT.Tuy nhiênsố liệu thống kê từ mẫu nghiên cứu cho thấy tỷ lệ trung bình thành viên nữ trongHĐQTchỉ chiếm 13,04% Đa số các công ty không có thành viên nữ trong HĐQT Một số côngtycóthànhviênnữtrongHĐQTthìphổbiếnnhấtlà sốlượng1-2thànhviênnữ,vẫncó công ty có 3-5 thành viên nữ trong HĐQT nhưng số lượng rất ít Trong một báo cáo củaDeloittetạinăm2018(chỉkhảosát50côngtytạiViệtNam)cũngchothấychỉcó17,6%thànhviênHĐ QTlànữ.Tỷlệnàycònthấpsovớitạinhiềuquốcgiakhác.

Sựhiện diệncủa cácthành viênnữtrongHĐQTđượcnhiều quốcgia trên thếgiới đặt thành mục tiêu hướng tới, thậm chí được “luật hóa” Na Uy là quốc gia đầu tiêntrên thế giới đưa ra quy định về tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT (40%) Nhiều quốc giakháctrênthếgiớicũngđãđưaraquyđịnhbắtbuộcvề tỷlệthànhviênnữtrongbanlãnhđạo công ty như Pháp (33%), Malaysia (30%), Đức (30%), Mặc dù việc đưa ra tỷ lệthành viên nữ trong HĐQT là một thách thức đối với các quốc gia này nhưng nhờ đó màtỷlệthànhviênnữtrongHĐQTcủacáccôngtyđãtănglênđángkể.

ViệcbổnhiệmthànhviênnữtrongHĐQTtuycóyêucầuđặcthùlàthànhviênnữphảisởhữucổphiế ucủacôngtyhoặcchỉđượcbổnhiệmvàovịtríthànhviênHĐQTđộclập Tuy nhiên, nếu được “luật hóa” hoặc có lộ trình gia tăng tỷ lệ thành viên nữ trongHĐQTtạiViệtNamthìtỷlệthànhviênnữtrongHĐQTcủacácCTNYViệtNamcũngcóthểtănglênđángk ể.

- Giảm tỷ lệ sở hữu của nhà nước và xác định vai trò của chủ sở hữu nhà nướctrong côngty

Sở hữu nhà nước được cho là có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động(Vickers & Yarrow, 1991; Dyck, 2001) và ít có xu hướng nâng cao hiệu quả hoạt độngthôngq u a t h ự c h i ệ n cácd ự á n r ủ i ro ( B o y c k o & c ộ n g s ự , 1 9 9 6 ) B ở i v ì c á c c ô n g t y sởh ữ u n h à n ư ớ c t hư ờn g c ó c á c m ục ti êu k h á c n h ư ph ục v ụ x ã h ộ i , h ỗ t r ợ t h ự c h iệ n cá c chính sách của nhà nước thay vì tập trung vào mục tiêu tối đa hóa giá trị công ty.Ngoài ra, khi phầnvốn sở hữu củanhànước đượcg i a o c h o m ộ t c á n h â n đ ạ i d i ệ n c ó thểlàmgiatăngcơhộithựchiệncáchànhvitrụclợichocánhânngườiđạidiệntha yvìh à n h đ ộn g v ì l ợ i í c h c ủ a c ô n g t y h a y c h ủ s ở h ữ u n h à n ư ớ c D o đó ,đ ể h ư ớ n g c á c hoạt đ ộ n g c ủ a c ô n g t y t ậ p t r u n g h ơ n v à o m ụ c t i ê u l ợ i n h u ậ n , đ ồ n g t h ờ i n g ư ờ i q u ả n lý c ô n g tyn h ậ n đượcsự g i á m s á t và đ ã i ng ột ư ơ n g x ứ n g t ừ ch ủ s ở h ữ u thìc ần p h ả i đad ạ n g h ó a c ấ u t r ú c sở h ữ u c ủ a c á c c ô n g t y n h à n ư ớ c h a y c ô n g t y c ó t ỷ l ệ s ở h ữ u nhànướcca o thông quaquá trình cổphần hóa,t h o á i v ố n T ừ đ ó t ạ o đ ộ n g l ự c c h o công ty CNRR nhiều hơn để tập trung vào mục tiêu tối đa hóa giá trị cho các cổ đông.Đểph át h u y đượch i ệ u q u ả c ủ a c ổ p h ầ n h ó a , cầnc h ú ý cóc ơ c h ế c h o d o a n h n g h i ệ p sauk h i c ổ p h ầ n h ó a t h a y đ ổ i c á c h q u ả n l ý v à v ậ n h à n h T rá nh t ì n h t r ạ n g s a u khic ổ phần hóa tỷ lệ sở hữu của nhà nước vẫn chiếm tỷ lệ cao nên chiếm quyền bổ nhiệmngườiq u ả n l ý m à k h ô n g t ô n t r ọ n g ý k i ế n c ủ a c á c c ổ đ ô n g h a y c á c h v ậ n h à n h , q u ả n lýcôngtyvẫngiữnguyên.

Ngoài ra, cần hạn chế sự can thiệp của nhà nước vào các hoạt động của công tythông qua quyền sở hữu cổ phần với việc quy định rõ vai trò của chủ sở hữu nhà nước.Luậtsố 69/2014/QH13được ban hànhnăm 2014 về“Quản lý, sửd ụ n g v ố n n h à n ư ớ c đầu tư vào sản xuất, kinh doanh tại doanh nghiệp” đã tạo ra hành lang pháp lý đồng bộ,hoàn thiện cho việc đầu tư vốn nhà nước vào các hoạt động sản xuất, kinh doanh tại cácdoanh nghiệp Tuy nhiên, sau nhiều năm thi hành Luật số 69 đã thể hiện những tồn tại,hạn chế bất cập và cần có sự thay đổi Chẳng hạn, vấn đề vốn nhà nước và vai trò củanhà nước là chủ SH, Luật 69 gây ra sự lẫn lộn và khó phân biệt về mặt pháp lý giữa tàisản của doanh nghiệp và tài sản của nhà nước Khi nhà nước đầu tư vốn vào một doanhnghiệp thì nhà nước là một chủ sở hữu, lúc này tại doanh nghiệp chỉ có vốn của doanhnghiệp chứ không có vốn của nhà nước Doanh nghiệp dùng vốn này để đầu tư vào cáctài sản thì các tài sản đó là của doanh nghiệp Do đó, doanh nghiệp có toàn quyền sửdụng,địnhđoạt.Tuynhiên,khi xemvốnđầutưcủanhànướctạidoanhnghiệp làdonhà nước làm chủ sở hữu thì nhà nước lại có quyền quyết định và định đoạt Điều nàymâu thuẫn với quyền được sử dụng, định đoạt với tất cả tài sản của doanh nghiệp Nhưvậy, cần có sự sửa đổi để phân tách được quyền sở hữu của nhà nước và quyền sở hữucủa doanh nghiệp Chủ sở hữu nhà nước trong công ty chỉ nên đơn thuần là một chủ sởhữu như các cổđôngkhác.Qua đó,các chủ sở hữu mới thôngq u a c á c c ơ c h ế Q T C T như HĐQT, thành viên HĐQT độc lập, kiểm soát được mức độ CNRR của công tynhằm đạtđược mụctiêu lợi nhuận.

Mặc khác, kết quả nghiên cứu chỉ rõ tác động của sở hữu nhà nước đến mức độCNRR của các CTNY Việt Nam có mối quan hệ phi tuyến tính dạng chữ U Điều nàyhàm ý rằng cần giảm tỷ lệ sở hữu của nhà nước để thúc đẩy công ty CNRR nhiều hơnnhằm theo đuổi mục tiêu lợi nhuận cao hơn Tuy nhiên trong các nghành nghề, lĩnh vựchoạt động có rủi ro cao, vốn đầu tư lớn, thời gian thu hồi vốn lâu,… nhưng cần thiết chosự ổn định và phát triển kinh tế - xã hội thì không thể thiếu sự có mặt của các công ty sởhữu nhà nước Các công ty tư nhân sẽ không muốn tham gia vào các lĩnh vực như vậynên vai trò của công ty sở hữu nhà nước là rất quan trọng Sở hữu nhà nước chiếm tỷ lệcao trong công ty có thể giúp hoạt động củac ô n g t y h ư ớ n g đ ế n p h ụ c v ụ c h o c á c m ụ c tiêuxãhộihaythựchiệncácchínhsáchcủanhànước.

Các nhàđầutư nướcngoài cónguồn lực mạnh vàk ỹ n ă n g q u ả n l ý t ố t c ó t h ể mang lại cho CTNY cơ hội tăng vốn, mở rộng thị trường, tiếp thu được trình độ quản lýtiên tiến cũng như vận dụng các cải tiến mới vào các dự án của công ty Kết quả nghiêncứu cho thấy chủ sở hữu nước ngoài thúc đẩy công ty CNRR nhiều hơn Mức độ CNRRcủa công ty cao kết hợp vớiQTCTh i ệ u q u ả h ứ a h ẹ n s ẽ m a n g l ạ i n h ữ n g k ế t q u ả t í c h cựct r o n g k ế t q u ả h o ạ t động c ủ a c ô n g ty D o v ậy , c ầ n p hả i cóc á c chính s á c h đ ể t h u hút các nhà đầu tư nước ngoài tham gia sở hữu trong các CTNY Việt Nam ngày càngnhiềuhơn.Quađó,cácCTNYtrongsẽcócơhộitìmđượccácchủsởhữunướcngoàicónăn gl ự c t à i c h í n h , n ă n g l ự c q u ả n l ý v à k i n h d o a n h t ố t t h a m g i a h ỗ t r ợ q u ả n l ý v à điều hành công ty. Đểlàmđược điềunàyt h ì c á c c h í n h s á c h m ở c ử a t h ị t r ư ờ n g v ố n , t h u h ú t đ ầ u tưnướcngoàicầntiếptụcđượcsửađổi,banhànhphùhợpv àthuậntiệnchonhàđầutưn ướ cn go ài hơ nn ữ a C á c q u y đ ị n h QT CT c ủ a qu ốc g i a c ầ n h ư ớn g c á c C T N Y t r ở nênngàycàngminhbạchhơn,giảmbấtcânxứngthôngtinhơnnữa.T ừđósẽcócácnhàđầu tưn ư ớ c n g o à i c h ấ t l ư ợ n g c a o t h a m g i a s ở h ữ u c á c C T N Y t r o n g n ư ớ c Q u a đó,cácCTNYcóthểhoànthiệnhơnnữaquảntrịcủacôngty,huyđộngthê mvốntừnhàđ ầ u t ư n ư ớ c n g o à i đ ể m ở r ộ n g s ả n x u ấ t k i n h d o a n h , h ọ c h ỏ i k i n h n g h i ệ m q u ả n lývàvậnhànhsản xuấtkinh doanhnhằmnângcaohiệuquả hoạtđộngcủacôn gty.

Tuy nhiên, giới hạn tỷ lệ sở hữu nước ngoài cũng cần tiếp tục được xem xét duytrì phù hợp trong từng ngành nghề, lĩnh vực để đảm bảo sự hỗ trợ và bảo vệ cho cácdoanh nghiệp trong nước tránh khỏi việc bị thâu tóm, sáp nhập Đổi mới chính sách thuhútđầutưnướcngoàinhưnggắnvớibảođảmanninh,quốcphòngcủađấtnước.

- Tăng cường công tác kiểm tra, giám sát việc công bố thông tin và tuân thủ cácquyđịnhvềniêmyếtcủacácCTNYtrênSởGDCK.Chẳnghạn,côngbốthôngtinvàs ự tuân thủ quy định về số lượng, tiêu chuẩn của thành viên độc lập trong HĐQT Côngkhai thông tin của CTNY và có cơ chế xử phạt đối với các CTNY khi vi phạm các quyđịnh niêmyết và côngbố thôngtin.

- Tạo các điều kiện thuận lợi cho nhà đầu tư nước ngoài tham gia vào TTCKViệtNam Đồng thời giám sát hoạt động và tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài tại cácCTNYvớimụctiêuđảmbảochoTTCKpháttriểnổnđịnh,bảovệcác CTNYtránhkhỏinguy cơ bị thôn tính, sáp nhập Qua đó, giúp các CTNY tìm được các chủ sở hữu nướcngoài thực sự có chất lượng và có ý định đầu tư cùng hợp tác có lợi, nâng cao hiệu quảhoạtđộng củacác CTNY.

Gợiýhướngnghiêncứutiếptheo

- Luận án tập trung nghiên cứu tác động của một số nhân tố quản trị thuộc quảntrị nội bộ mà chưa đề cập đến các nhân tố quản trị bên ngoài có tác động đến mức độCNRR của các CTNY Việt Nam Nghiên cứu tác động của các nhân tố quản trị bênngoài đến mức độ CNRR có thể mang lại những kết quả và hàm ý chính sách mới vềQTCTđểkiểmsoátmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

- Luận án tập trung đề cập đến tác động của QTCT đến mức độ CNRR mà chưađề cập đến hướng tác động ngược lại của mức độ CNRR đến QTCT, điều này có thể gợiý về hướng nghiên cứu tiếp theo trong tương lai về tác động của mức độ CNRR đếnQTCT củacácCTNYtrênTTCKViệtNam.

Trongchương5tácgiảtómtắtlạicáckếtquảnghiêncứuchínhcủaluậnán.Trêncơ sở các kết quả nghiên cứu đã tìm được, tác giả đưa ra các khuyến nghị chính sách đốivới các cơ quan quản lý bao gồm Chính phủ và Ủy ban chứng khoán nhà nước, khuyếnnghịđốivớiSởGDCK,khuyếnnghịđốivớicácCTNYvànhàđầutưvềviệchoànthiệnQTCTđểcót hểkiểmsoátmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Ngoài ra, một số hướng nghiên cứu tiếp theo như nghiên cứu tác động của cácnhân tố quản trị bên ngoài đến mức độ CNRR hay nghiên cứu tác động của CNRR đếnQTCT cũng được tác giả đề cập Đây có thể là những hướng nghiên cứu có thể tiếp tụcđượcthựchiệntrongtươnglaiđểtìmhiểuvềmốiquanhệgiữaQTCTvàmứcđộCNRRcủacácCTNYViệtNam.

Luận án này được thực hiện nhằm mục tiêu chính là tìm hiểu tác động của QTCTđến mức độ CNRR tại các CTNY trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2017.Dựa trên các kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra các khuyến nghị về QTCT để điều chỉnhmức độCNRR củacácCTNYViệtNam.

Trên cơ sở tổng quan các nghiên cứu đã có, tác giả đã chỉ ra khoảng trống nghiêncứuvàcâuhỏinghiêncứutrongchương1.Ởchương2,tácgiảđềcậpcơsởlýthuyếtvềQ TCT,lýthuyếtvềmứcđộCNRRcủacôngtyvàtácđộngcủaQTCTvàcácnhântốđặcthùcủacô ngtyđếnmứcđộCNRR.Trongchương3,kếthợpkhoảngtrốngnghiêncứu đã chỉ ra ở chương 1 và cơ sở lý thuyết liên quan nêu ở chương 2, tác giả tiến hànhđề xuất khung mô hình nghiên cứucho luận án Dựa vàok h u n g m ô h ì n h n g h i ê n c ứ u này, tác giả tiến hành lựa chọn biến và đưa ra các mô hình nghiên cứu thực nghiệm cũngnhư lựa chọn phương pháp ước lượng cho các mô hình thực nghiệm Thực trạng vấn đềnghiêncứuvàcáckếtquảướclượngđượctácgiảtrìnhbàyvàthảoluậntrongchươngsố 4 Từ kết quả nghiên cứu, chương 5 đề cập các kết luận và các khuyến nghị được đềxuấtdựatrêncơsởcáckết quảnghiêncứuvừatìmđược.

NghiêncứudựatrênmộtbảngdữliệukhôngcânbằngvàphươngphápướclượngGMMhệthống haibướcnhằmkhắcphụccáckhuyếttậtvàhiệntượngnộisinhtrongcácnghiêncứuvềQT CT.KếtquảướclượngchothấyquymôHĐQT,HĐQTđộclậpvà tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT tác động nghịch chiều trong khi tỷ lệ thành viênHĐQT kiêm nhiệm trong ban giám đốc tác động thuận chiều đến mức độ CNRR Về cấutrúcsởhữu,kếtquảnghiêncứuchỉrarằngsởhữunhànướcnóichungcótácđộngnghịchchiềutrongkhisởhữ unhànướcchiếmtỷlệkiểmsoáttrongcôngtyvàsởhữunướcngoàicó tác động thuận chiều đến mức độ CNRR của các CTNY Việt Nam Thù lao ban giámđốc cho thấy tác động tiêu cực đến mức độ CNRR, có thể tỷ lệ thành viên HĐQT kiêmnhiệm trong ban giám đốc cao hoặc thù lao ban giám đốc chưa được công bố một cáchđầy đủ dẫn đến tác động tiêu cực của thù lao ban giám đốc đến mức độ CNRR.Kết quảnghiên cứu trong luận án còn tìm thấy tác động của sở hữu nhà nước đến mức độCNRRcủa các CTNY Việt Nam là mối quan hệ phi tuyến tính dạng chữ U Nghĩa là sở hữu nhànướctănglênlàmgiảm mứcđộCNRRnhưngkhisởhữunhànướctăngđếnmộtngưỡngnhấtđịnhthìlàmchomứcđộCNRRtănglê n.Ngoàira,tácđộngtừquyđịnhyêucầucácCTNY phải tăng số lượng thành viên độc lập trong HĐQT để đạt được tỷ lệ tối thiểu1/3trongThôngtư121/2012/TT-BTCđếnmứcđộCNRRcũngđượckiểmchứng.Kếtquả ướclượngcungcấpbằngchứngrõràngchothấysựgiatăngsốlượngthànhviênđộclậptrong HĐQT do tác động của Thông tư 121/2012/TT-BTC làm giảm mức độ CNRR củacácCTNYViệtNam.

Trên cơ sở các kết quả nghiên cứu tìm được, tác giả đã đề xuất các khuyến nghịđối với các cơ quan quản lý nhà nước (Chính phủ và Ủy ban chứng khoán nhà nước), sởGDCK,các CTNY và các nhà đầu tư nhằm cải thiện QTCT Từ đó, các chủ thể này cóthể kiểm soát mức độ CNRR của công ty Các chủ thể bao gồm cơ quan quản lý nhànước, sở GDCK,CTNY và các nhà đầu tư có thể làm thay đổi mức độ CNRR của côngty bằng cách tác động đến QTCT khi nắm được chiều hướng tác động của các nhân tốquản trịriênglẻđãđượcđề cậptrongluậnán.

1 Đặng Tùng Lâm, Nguyễn Thị Minh Huệ, Nguyễn Hữu Trúc (2020), ‘Thành viênhội đồng quản trị độc lập và hành vi chấp nhận rủi ro: trường hợp các công ty niêmyếtViệtNam’,TạpchíKinhtế&Pháttriển,Số281(II),tr.2-12.

2 Truc Huu Nguyen, Hue Thi Minh Nguyen (2020), ‘Board structure and corporaterisk - taking in Vietnamese listed firms’,Conference Proceedings

3 th InternationalConference on Contemporary Issues in Economics, Management and Business,Finance PublishingHouse,p.189-206.

3 Nguyễn Hữu Trúc (2021), ‘Thành viên nữ trong Hội đồng quản trị và mức độ chấpnhậnrủirotạicáccôngtyniêmyếtViệtNam’,TạpchíKinhtếChâuÁ -TháiBìnhDương,Số

4 Nguyễn Thị Minh Huệ, Nguyễn Hữu Trúc (2021), ‘Cấu trúc sở hữu và mức độchấp nhận rủi ro: Trường hợp các công ty niêm yết Việt Nam’,Tạp chí Kinh tế

1 Aabo, T., Pantzalis, C., & Park, J C (2017), ‘Idiosyncratic volatility- An indicatorofnoisetrading’,JournalofBanking&Finance,75,136–151.

2 Acharya, V V., Amihud, Y & Litov, L (2011a), ‘Creditor rights and corporaterisk-taking’,JournalofFinancialEconomics,102,150–166.

4 Adams, R B., Almeida, H., & Ferreira, D (2005), ‘Powerful CEOs and TheirImpact on Corporate Performance’,Review of Financial Studies, 18(4), 1403–1432.Doi:10.1093/rfs/hhi030.

5 Adams, R B & Ferreira, D., (2009), ‘Women in the boardroom and their impactongovernanceandperformance’,JournalFinancialEconomic,94(2),291 –309.

6 Akbar, S., Kharabsheh, B., Poletti-Hughes, J., Ali Shah, S H (2017),

7 Alam, A., Ali Shah, S Z (2013), ‘Corporate Governance and Its Impact on FirmRisk’,SSRNElectronicJournal,Vol.2(2),pp.76–98,Doi:10.2139/ssrn.2280479.

8 Allais, M (1953), ‘Le Comportement de l’Homme Rationnel devant le Risque:Critique des Postulats et Axiomes de l’Ecole Americaine’,Econometrica, 21(4),503.Doi:10.2307/1907921.

TakingBehavior:EvidencefromUAEConventionalandIslamicBanks’,TheInternatio nalJournalofBusinessandFinance Research,7 (2),115-124.

12 Anderson, R C & Fraser, D R (2000), ‘Corporate control, bank risk taking, andthe health of the banking industry’, Journal of Banking & Finance,24(8), 1383–1398.doi:10.1016/s0378-4266(99)00088-6.

13 Arellano M & Bond S (1991), ‘Some tests of specification for panel data - MonteCarlo evidence and an application to employment equations’,Review of EconomicStudies,58(2),277- 297.

15 Arrow,K.J.(1965),AspectoftheTheoryofRiskBearing,Helsinki, i,YrjŏJahnssonSaatio,pp.61.

16 Bai, C.-E., Liu, Q., Lu, J., Song, F M & Zhang, J (2004), ‘Corporate governanceand market valuation in China’,Journal of Comparative Economics, 32(4), 599–616.Doi:10.1016/j.jce.2004.07.002.

17 Baltagi, B.H (2001),Econometric Analysis of Panel Data, 2nd ed John Wiley

18 Banerjee, R & Gupta, K (2017), ‘The effects of environment sustainability andR&D on corporate risk-taking: International evidence’,Energy Economics, 1- 51.Doi:10.1016/j.eneco.2017.04.016.

19 Baysinger,B.&Butler,H.(1985),‘Corporategovernanceandtheboardofdirectors: performance effects of changes in board composition’,Journal of Law,Economics,andOrganization, 1,101–124.

20 Baysinger,B.&Hoskisson,R.E.(1990),‘TheCompositionofBoardsofDirectorsand Strategic Control Effects on Corporate Strategy’,Academy of ManagementReview,Vol15,No.1,72-87.

(1996),‘Anempirical analysis oftherelation between theboardofd i r e c t o r c o m p o s i t i o n a n d f i n a n c i a l s t a t e m e n t f r a u d ’ ,T h e A c c o u n t i n g R e v i e w,71,443–465.

23 Berle, A & Means, G (1968),The modern corporation and private property,NewYork:Macmillan.

24 Blundell, R & Bond, S (1998), ‘Initial conditions and moment restrictions indynamicpaneldatamodels’,JournalofEconometrics,Vol.87,No.1,115-143.

25 Blundell R & Bond S (2000), ‘GMM estimation with persistent panel data: Anapplicationtoproductionfunctions’,EconometricReviews,Vol.19,Issue3.

26 Bộ Tài chính (2007),Quyết định số 12/2007/QĐ-BTC về việc ban hành quy chếquản trị công ty áp dụng cho các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán/trungtâmgiaodịchchứngkhoán,banhànhngày13tháng03năm2007.

28 BodieKaneMarcus(2010),Investments,11 th edition,McGraw-HillEducation.

29 Boubakri, N., Cosset, J.-C., & Saffar, W (2013a), ‘The role of state and foreignownersincorporaterisk- taking:Evidencefromprivatization’.Journalo f FinancialEconomics,108(3),641– 658.Doi:10.1016/j.jfineco.2012.12.007.

‘Politicalinstitutions,connectedness,andcorporaterisk- taking’,JournalofInternationalBusinessStudies,44(3),195–215.Doi:10.1057/ jibs.2013.2.

34 Brown, L D., & Caylor, M L (2008), ‘Corporate governance and firm operatingperformance’,ReviewofQ u a n t i t a t i v e F i n a n c e a n d A c c o u n t i n g,3 2 ( 2 ) , 1 2 9 – 144.doi:10.1007/s11156-007-0082-3.

35 Campbell, J Y., Lettau, M., Malkiel, B G., & Xu, Y (2001), ‘HaveIndividualStocks Become More Volatile? An Empirical Exploration ofIdiosyncratic Risk’.TheJournalofFinance,56(1),1–43.Doi:10.1111/0022-1082.00318.

36 Carter, D A., Simkins, B J & Simpson, W G (2003), ‘Corporate governance,boarddiversity,andfirmvalue’,Financialreview,38(1),33-53.

37 CIEM (2014), ‘Xung đột quyền lợi trong CTCP ở Việt Nam’,Viện nghiên cứuquản lý trung ương.

38 Chen, C R., Steiner, T L., & Whyte, A M (2006), ‘Does stock option- basedexecutive compensation induce risk-taking? An analysis of the banking industry’.JournalofBanking&Finance,30(3),915–945.

40 Chính phủ (2017),Nghị định 71/2017/NĐ-CP hướng dẫn về quản trị công ty ápdụngđốivớicôngtyđạichúng,banhànhngày06tháng06năm2017.

41 Coles,J.,Daniel,N.,&Naveen,L.(2006),‘Managerialincentivesandrisk- taking’,JournalofFinancialEconomics,79(2),431–468.

42 Cremers, K J M., & Nair, V B (2005), ‘Governance Mechanisms and EquityPrices’,TheJournalofFinance,60(6),2859–2894 Doi:10.1111/j.1540- 6261.2005.00819.x.

43 Crouch, E.A.C & Wilson, R (1982),Risk/benefit analysis, Ballinger, Cambridge,MA,1982.

‘Boardsizeandthevariabilityofcorporateperformance’.JournalofFinancialEconomi cs,87(1),157–176 Doi:10.1016/j.jfineco.2006.10.006.

(1996),‘Causesa n d consequencesofearningsmanipulation:ananalysisoffirmssubje ctt o enforcementbytheSEC’,ContemporaryAccountingResearch,13,1–36.

(2002),‘Enterpriserestructuringintransition:Aquantitativesurvey’,JournalofEcono micLiterature,Vol.40,pp.739–792.

48 Doidge,C.,Karolyi,G.,Lins,K.,Miller,D.&Stulz,R.

(2009),‘Privatebenefitsofcontrol,ownership,andthecross- listingdecision’,JournalofFinance,Vol.64,425–466.

49 Donaldson, L., & Davis, J H (1991), ‘Stewardship Theory or Agency Theory:CEO Governance and Shareholder Returns’,Australian Journal of

50 Dong,Z.,Wang,C.&Xie,F.(2010), ‘Doexecutivestockoptionsi n d u c e excessive risk taking?’Journal of Banking & Finance,34(10), 2518–2529. Doi:10.1016/j.jbankfin.2010.04.010.

52 Duc Vo & Phan Thuy (2013), ‘Corporate Governance and Firm’s Performance - EmpericalEvidencefromVietnam’,JournalofEconomicDevelopment,218,62-78.

53 Dut Van Vo, Truc Viet Thanh Tran & Nga Thi Phuong Dang (2020), ‘The Impactof Ownership Structure on Listed Firms’ Performance in Vietnam’,Journal ofAsianFinance,EconomicsandBusiness,Vol.7No11(2020)195–204.

54 Dyck, A (2001), ‘Privatization and corporate governance: Principles, evidence,andfuturechallenges’,TheWorldBankResearchObserver,16,59–84.

55 Đặng Tùng Lâm (2020), ‘Ảnh hưởng củat h a n h k h o ả n c ổ p h i ế u l ê n h à n h v i q u ả n trịthiểncận’.TạpchíKinhtếvàPháttriển,số276,tháng6/2020,12-21.

56 Eling,M.,&Marek,S.D.(2013), ‘CorporateGovernanceandRiskTaking:Evidence from the U.K and German Insurance Markets’, Journal of Risk andInsurance,81(3),653–682.Doi:10.1111/j.1539-6975.2012.01510.x.

57 Erhardt, N L., Werbel, J D & Shrader, C B (2003), ‘Board of director diversityandfirmfinancialperformance’,CorporateGovernance,11(2),102–111.

(2009),‘Theeffectsofprivatizationandownershipintransitioneconomies’,JournalofE conomicLiterature,Vol.47,pp.699–728

59 Faccio,M.,Marchica,M.-T.,&Mura,R.(2011), ‘LargeShareholderDiversification and Corporate Risk-Taking’,Review of Financial Studies, 24(11),3601– 3641.Doi:10.1093/rfs/hhr065

60 Faccio, M., Marchica, M.-T., & Mura, R (2016), ‘CEO gender, corporate risk- taking, and the efficiency of capital allocation’,Journal of Corporate Finance, 39,193–209.Doi: 10.1016/j.jcorpfin.2016.02.008

61 Fama, E (1980), ‘Agency Problems and theTheory oftheFirm’,JournalofPoliticalEconomy,88,288–307.

62 Fama, E F., & French, K R (1993), ‘Common risk factors in the returns on stocksand bonds’,Journal of Financial Economics, 33(1), 3–56 Doi: 10.1016/0304- 405x(93)90023-5.

64 Ferreira, M A., & Laux, P A (2007), ‘Corporate Governance, Idiosyncratic Risk,andInformationFlow’,TheJournalofFinance,62(2),951–989.

(2008),‘Thecolorsofinvestors’money:Theroleofinstitutionalinvestorsaroundtheworld’,Journ alofFinancialEconomics,Vol.88,499–533.

66 Ferris, S P., Javakhadze, D., & Rajkovic, T (2017), ‘CEO social capital, risk- taking and corporate policies’,Journal of Corporate Finance, 47, 46–71. Doi:10.1016/j.jcorpfin.2017.09.003.

67 Fischhoff,B.,Lichtenstein,S.,Siovic,P.,Derby,S.L.,&Keeney,R.L.(1981),

(2008),‘Corporatestabilityandeconomicgrowth:Iswhat’sgoodforgeneralmotorsgoo dforAmerica?’,JournalofFinancialEconomics,89,83–108.

69 Frydman,R.,Gray,C.,Hessel,M.&Rapaczynski,A.(1999),‘Whendoesprivatization work? The impact of private ownership on corporate performance inthetransitioneconomies’,QuarterlyJournalofEconomics,Vol.114,1153– 1191.

72 Gillan, S.L & Starks, L.T., (1998), ‘A survey of shareholder activism: motivationandempiricalevidence’,ContemporaryFinanceDigest,2(3),10–34.

(2003),‘Corporategovernance,corporateownership,andtheroleofinstitutionalinvestors:Aglobalperspective’,JournalofAppliedFinance,13,4–22.

74 Gompers, P., Ishii, J., & Metrick, A (2003), ‘Corporate Governance and EquityPrices’.TheQuarterlyJournalofEconomics,118(1),107–

75 Goncharov, I (2005),Earnings Management and its Determinants: Closing

76 Goyal, A., & Santa-Clara, P (2003), ‘Idiosyncratic Risk Matters!’,The Journal ofFinance,58(3),975–1007.Doi:10.1111/1540-6261.00555

77 Guay, W., (1999), ‘The sensitivity of CEO wealth to equity risk: an analysis of themagnitude and determinants’,Journal of Financial Economics, 53, 43–71. Doi:10.1016/S0304-405X(99)00016-1.

78 Gujarati,D.N.(2003),BasicEconometrics,4 th edition,McGRAW-HILL.

81 Haider, J., & Fang, H.-X (2018), ‘CEO power, corporate risk taking and role oflargeshareholders’,JournalofFinancialEconomicPolicy,10(1),55–72.

82 Hansen, P (1982), ‘Large Sample Properties of Generalized Method of MomentsEstimators’,Econometrica, Vol.50,No.4,1029-1054.

83 Healy, P M & Wahlen, J M, (1999), ‘A Review of the Earnings ManagementLiterature and its Implications for Standard Setting’,Accounting

84 Houston, J.F., Lin, C., Lin, P & Ma, Y (2010), ‘Creditor rights, informationsharing,andbankrisktaking’,JournalofFinancialEconomics,96(3),4 85-512.

85 Huang,J.&Kisgen,D.J.,(2013),‘Genderandcorporatefinance:aremaleexecutives overconfident relative to female executives?’,Journal Financ Econ.108 (3),822– 839.

86 Huang, Y S & Wang, C J (2014), ‘Corporate governance and risk-taking ofChinese firms: The role of board size’,International Review of Economics andFinance,Doi:10.1016/j.iref.2014.11.016.

87 Iannotta,G.,Nocera,G., &Sironi, A (2007), ‘Ownershipstructure, riskandperformance in the European banking industry’,Journal of Banking &

88 InternationalFinanceCorporation(2010),CorporateGovernanceManual,2 nd Edition,Ha noi,Vietnam.

89 Jensen, M.C., (1993), ‘The modern industrial revolution, exit, and the failure ofinternalcontrolsystems’,JournalofFinance,48,831–880.

90 Jensen,M.C.,&Meckling,W.H.(1976), ‘Theoryofthefirm:Managerialbehavior, agency costs and ownership structure’,Journal of Financial Economics,3(4), 305–

91 Jensen, M C & K J Murphy (1990), ‘Performance Pay and Top- ManagementIncentives’,JournalofPoliticalEconomy,98(2),225-264.

93 Jiraporn, P., Chatjuthamard, P., Tong, S., & Kim, Y S (2015), ‘Does corporategovernanceinfluencecorporaterisk- takingEvidencefromtheInstitutionalShareholdersS e r v i c e s ( I S S ) ’ ,F i n a n c e R e s e a r c h L e t t e r s,D o i : 1 0 1 0 1 6 / j

94 Jiraporn,P.&Lee,S.M.(2017),‘HowdoIndependentDirectorsInfluenceCorporate Risk-Taking? Evidence from Quasi-Natural Experiment’,InternationalReview of

95 John,K.,Litov,L.,&Yeung,B.(2008), ‘CorporateGovernanceandRisk- Taking’,TheJournalofFinance,63(4),1679–1728 Doi:10.1111/j.1540- 6261.2008.01372.x.

98 Khaw, K L., Liao, J., Tripe, D & Wongchoti, U (2016), ‘Gender diversity, statecontrol, and corporate risk – taking: Evidence from China’,Pacific-Basin

99 Khetia, J K (2015),Corporate Governance Practices, (1st edition) LaxmiBookPublication,Solapur,India.

100 Kim, K.-H., & Buchanan, R (2008), ‘CEO Duality Leadership and Firm Risk- Taking Propensity’,Journal of Applied Business Research, 24(1), 27-41, Doi:10.19030/jabr.v24i1.1364

101 Kiviet, J (1995), ‘On Bias, Inconsistency and Efficiency of Various Estimators inDynamicPanelDataModels’,JournalofEconometrics,Vol.68,53-78.

102 Koerniadi, H., Krishnamurti, C & Tourani-Rad, A (2014), ‘Corporate governanceand risk-taking in New Zealand’,Australasian Journal of Management, 6, 3– 18.Doi:10.1177/0312896213478332

103 Konishi, M., & Yasuda, Y (2004), ‘Factors affecting bank risk taking: Evidencefrom Japan’, Journal of Banking & Finance,28(1), 215–232 Doi: 10.1016/s0378-4266(02)00405-3.

104 Laeven,L.,&Levine, R (2009),‘Bankgovernance, regulationandrisk taking’,

105 Lassoued, N., Sassi, H., & Ben Rejeb Attia, M (2016), ‘The impact of state andforeignownershiponbankingrisk:EvidencefromtheMENAc o u n t r i e s ’ ,Res earch in International Business and Finance,36, 167–178 Doi:

106 Lee, C C.& Hsieh, M F (2013), ‘Beyond Bank Competition and Profitability:CanMoralHazardTellUsMore?’,JournalofFinancialServicesResearch ,Vol.44,No.1,87-109.

107 Lê Đạt Chí & Trần Hoài Nam (2017), ‘Tập trung quyền sở hữu, tính độc lập củaban quản trị và hành vi chấp nhận rủi ro: Bằng chứng tại Việt Nam’,Tạp chí

Pháttriểnkinhtế,Nămthứ28,Số5,Tháng5/2017,Trang04-31.

108 Leuz, C., Lins, K & Warnock, F (2009), ‘Do foreigners invest less in poorlygovernedfirms?’,ReviewofFinancialStudies,Vol.22,3245–3285.

109 Li, K., Griffin, D., Yue, H., & Zhou, L., (2013), ‘How does culture influencecorporaterisk-taking’,JournalofCorporateFinance,23,1–22.

111 Lintner,J.(1965),‘TheValuationofRiskAssetsandSelectionofRiskyInvestments in Stock Portfolios and Capital Budgets’,Review of Economics andStatistics,47(1),13-37.

112 Lipton, M & Lorsch, J W (1992), ‘A Modest Proposal for Improved CorporateGovernance’,BusinessLawyer,48(1),59-77.Doi:10.2307/40687360.

114 Low,A.(2009),‘Managerialrisk-takingbehaviorande q u i t y - b a s e d compensation’,JournalofFinancialEconomics,92(3),470–490.

115 March, J G., & Shapira, Z (1987), ‘Managerial Perspectives on Risk and RiskTaking’,ManagementScience,33(11),1404–1418,Doi:10.1287/mnsc.33.11.14 04.

116 Markowitz, H M (1952), ‘Portfolio Selection, Wiley for the American FinanceAssociation’,TheJournalofFinance,Vol.7(1),pp.77-91.

118 Merton R (1973), ‘An Intertemporal Capital Asset Pricing Model’,Econometrica,41,867-887.

119 Milidonis, A., & K Stathopoulos, (2011), ‘Do U.S Insurance Firms Offer the‘Wrong’ Incentives to Their Executives?’,Journal of Risk and Insurance, 78(3):643-672.

120 Nakano, M & Nguyen, P (2012), ‘Board size and corporate risk-taking: Furtherevidence from Japan’,Corporate Governance: An International Review, 20: 369–387.Doi:10.1111/j.1467-8683.2012.00924.x.

121 Nguyen,P.(2011), ‘Corporategovernanceandrisk- taking:EvidencefromJapanesefirms’,Pacific-BasinFinanceJournal,19(3),278–297. Doi:10.1016/j.pacfin.2010.12.002.

122 Nguyen, P (2012), ‘The impact of foreign investors on the risk-taking of Japanesefirms’,Journalo f t h e J a p a n e s e a n d I n t e r n a t i o n a l E c o n o m i e s,2 6 ( 2 ) , 2 3 3 – 248.Doi:10.1016/j.jjie.2012.03.001.

123 Nguyễn Hoàng Anh & Ngô Phú Thanh (2019), ‘Quản trị công ty và mức độ chấpnhậnrủirocủacáccôngtyniêmyết’,TạpchíTàichính,kỳ2tháng8/2019.

124 NguyễnMạ nh Hà(2016),Thôngt i n bấ t đốixứng,quản tr ị công t y v à h iệ uq u ảhoạt động tại các ngân hàng thương mại Việt Nam, Luận án tiến sĩ, Trường Đạihọc Kinh tếquốcdân.

125 Nguyễn Quang Dong & Nguyễn Thị Minh (2012),Giáo trình kinh tế lượng, Táibảnlầnthứnhất.HàNội:NhàxuấtbảnĐạihọcKinhtếQuốcDân.

126 Nguyễn Thị Minh Huệ & Đặng Tùng Lâm (2017), ‘Tác động của cấu trúc sở hữuđến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán ViệtNam’,TạpchíKhoahọcĐHQGHN:KinhtếvàKinhdoanh,Tập33,Số1,23-33.

127 Nguyễn Thị Ngọc Lan (2017),Nghiên cứu tác động của quản trị thu nhập đến lợisuất chứng khoán của các công ty phi tài chính niêm yết trên Thị trường chứngkhoánViệtNam,Luậnántiếnsĩkinhtế,TrườngĐạihọcKinhtếquốcdân.

128 Nguyễn Xuân Thành (2013), ‘Phương pháp khác biệt trong khác biệt’, trongBàigiảng kinh tế lượng ứng dụng, Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, truy cậplần cuối ngày 11/8/2020, từ < https://www.slideshare.net/grouptailieu/mo-hinh-khac-biet- trong-khac-biet>.

129 Nickell, S (1981), ‘Biases in Dynamic Models with Fixed Effects’,Econometrica,Vol.49,No.1,1417-1426.

131 Palia,D.(2001), ‘TheEndogeneityofManagerialCompensationinFirmValuation:A Solution’, Review of Financial Studies,14(3), 735– 764.doi:10.1093/rfs/14.3.735.

132 Pathan, S (2009), ‘Strong boards, CEO power and bank risk-taking',Journal ofBanking &Finance,33(7),1340-1350.

134 Petersen, M A (2009), ‘Estimating standard errors in finance panel data sets:Comparingapproaches’,ReviewofFinancialStudies,22(1),435-480.

135 Phạm Thị Bích Vân (2013), ‘Các cách đo lường sự trung thực của chỉ tiêu lợinhuận’,TạpchíNgânhàng,số 1,39-47.