(Luận văn) quản trị công ty và hiệu quả tài chính công ty trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM t to ……… ……… ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl ua al n NGUYỄN ĐÌNH KHƠI n va ll fu oi m at nh QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CƠNG TY z TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM z ht vb k jm om l.c gm LUẬN ÁN TIẾN SĨ n a Lu n va y te re TPHCM, 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM t to ******* ng hi ep w NGUYỄN ĐÌNH KHƠI n lo ad ju y th yi QUẢN TRỊ CÔNG TY VÀ HIỆU QUẢ TÀI CHÍNH CƠNG TY pl n ua al TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM n va ll fu m oi Chuyên ngành: Tài ngân hàng nh at Mã ngành: 9340201 z z ht vb LUẬN ÁN TIẾN SĨ k jm l.c gm om Người hướng dẫn khoa học: n a Lu PGS.TS Hồ Viết Tiến TS Nguyễn Thanh Phong n va y te re TPHCM, 2018 i LỜI CẢM ƠN t to Trong q trình thực hồn thành luận án này, nhận giúp đỡ, hỗ trợ động viên chân thành quý báu nhiều người Tôi xin chân thành cảm ng hi ơn tất ep Đặc biệt, xin chân thành cảm ơn PGS.TS Hồ Viết Tiến, người thầy tận tâm nhiệt tình hướng dẫn dìu dắt tơi đường nghiên cứu học thuật Tôi chân thành cảm ơn TS Nguyễn Thanh Phong có ý kiến góp ý quý báu giúp w n lo luận án hoàn thiện Xin cảm ơn quý Thầy, Cơ Khoa Ngân hàng, Viện Phịng, Khoa liên quan giảng dạy, truyền đạt kiến thức tổ chức buổi hội thảo khoa học, hội thảo quốc tế nhằm tạo điều kiện cho thân NCS tham gia học hỏi, giao lưu nâng cao kiến thức thời gian học tập trường Cảm ơn bạn NCS khóa khóa trước ủng hộ giao lưu để trao ad ju y th yi pl al n ua đổi kinh nghiệm học tập thực luận án Cuối cùng, tơi xin cảm ơn gia đình tạo điều kiện thuận lợi giúp tơi hồn va n thành luận án Tơi biết khơng có tất giúp đỡ trên, luận án hồn thành ll fu oi m Một lần kính chúc tất thật nhiều sức khỏe thành công! at nh TPHCM, ngày tháng năm 20… z Người cảm ơn z ht vb jm k Nguyễn Đình Khơi om l.c gm n a Lu n va y te re ii LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan Luận án cơng trình nghiên cứu riêng tơi Các kết ng hi trình bày Luận án chưa công bố công trình khác Các số liệu trích dẫn luận án đảm bảo tính xác, tin cậy trung thực ep Vậy viết lời cam đoan kính đề nghị Viện đào tạo SĐH xem xét để tơi bảo vệ đề tài w n lo ad Chân thành cảm ơn! y th ju Người cam đoan yi pl n ua al n va Nguyễn Đình Khơi ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re iii TÓM TẮT t to Luận án sử dụng liệu 263 cơng ty niêm yết Sở Giao dịch chứng khốn ng hi TPHCM (HOSE) giai đoạn 2013-2015 (789 quan sát/năm) để xác định ảnh hưởng thực hành quản trị cơng ty đến hiệu tài cơng ty Bên cạnh đó, luận án đồng thời sử dụng mơ hình hồi quy gồm phương pháp ước lượng bình phương ep bé (OLS), phương pháp ước lượng ảnh hưởng cố định (FEM) phương pháp ước lượng ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) để đánh giá mức độ ảnh hưởng thực hành quản trị công ty đo lường thông qua chấm điểm theo tiêu chuẩn OECD (2004) đến hiệu tài cơng ty đo lường dựa kế toán (ROA ROE) dựa thị trường (Tobin’s Q SRD – biến động giá cổ phiếu) năm, lệch w n lo ad ju y th yi năm năm công ty niêm yết HOSE giai đoạn 2013-2015 Bên cạnh đó, đề tài xem xét mối quan hệ thay đổi điểm thực hành quản trị công ty pl al n ua thay đổi hiệu tài Tuy nhiên, phương pháp hồi quy không khắc phục tượng nội sinh xảy mơ hình nghiên cứu, luận án sử dụng phương pháp hồi quy hai bước (2SLS) sử dụng nhiều nghiên n va ll fu cứu thực nghiệm để khắc phục tượng Kết nghiên cứu trả lời cho giả thuyết nghiên cứu (1) số thực hành QTCT tổng có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng mà cịn đến oi m nh at HQTC năm tương lai; (2) Chỉ số Đối xử bình đẳng cổ đơng có tác động ngược chiều với Tobin’s Q, số lại có tác động dương đến SRD z z ht vb năm, đồng thời số cơng khai minh bạch có tác động dương đến Tobin’s Q năm; (3) tìm thấy chứng cho thấy quan tâm đến bên liên quan công khai minh bạch tốt hôm không làm tăng giá trị công ty (Tobin’s Q), mà làm k jm om l.c gm giảm biến động giá cổ phiếu (SRD), hay giảm rủi ro tương lai; (4) khơng tìm thấy chứng vững mối quan hệ thay đổi số thực hành QTCT thay đổi HQTC qua năm Với kết nghiên cứu thực nghiệm này, luận án cung cấp chứng cho thấy công ty niêm yết Việt Nam tạo bước tiến thực hành QTCT theo a Lu n thông lệ quốc tế so với giai đoạn trước (2010-2012) để hội nhập nhiều với kinh tế toàn cầu Tuy nhiên, tiến chưa đạt theo yêu cầu tối thiểu thông lệ quốc tế nguyên tắc quản trị n va y te re Từ khóa: Quản trị cơng ty, hiệu tài chính, OECD, Việt Nam iv MỤC LỤC Chương 1: Mở đầu t to ng hi ep 1.1 1.2 1.3 1.4 1.5 Lý chọn đề tài Động nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Câu hỏi nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu w n 1.6 Phương pháp nghiên cứu 1.7 Các đóng góp nghiên cứu 1.8 Cấu trúc luận án lo ad ju y th yi Chương 2: Tổng quan nghiên cứu phát triển giả thuyết pl ua al 2.1 Giới thiệu 12 n 2.2 Các lý thuyết quản trị công ty (QTCT) 12 2.2.1 Lý thuyết đại diện 12 2.2.2 Lý thuyết bên liên quan 16 2.2.3 Lý thuyết thông tin bất đối xứng 20 n va ll fu m oi 2.3 Định nghĩa quản trị công ty (QTCT) 24 2.4 Các hệ thống QTCT (Corporate Governance Systems) 29 2.5 Các nguyên tắc QTCT theo OECD (OECD principles of CG) 33 at nh z z 2.6 Các chế quản trị công ty 36 2.7 Khung lý thuyết nghiên cứu 42 ht vb k jm 2.8 Các nghiên cứu thực nghiệm QTCT hiệu công ty 42 2.8.1 QTCT hiệu công ty nước phát triển 42 2.8.1.1 Bối cảnh QTCT nước phát triển 42 2.8.1.2 Các nghiên cứu thực nghiệm QTCT hiệu công ty 43 2.8.2 QTCT hiệu công ty thị trường 48 2.8.2.1 Bối cảnh QTCT thị trường 48 om l.c gm a Lu n 2.8.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm QTCT hiệu công ty 48 2.8.3 QTCT hiệu công ty Châu Á Việt Nam 49 Giới thiệu 53 2.9.2 CGI hiệu công ty nước phát triển 55 y 2.9.1 te re 2.8.3.2 QTCT Việt Nam 51 2.9 Các nghiên cứu Chỉ số QTCT (CGI) hiệu công ty 53 n va 2.8.3.1 Bối cảnh nghiên cứu thực ngiệm QTCT nước Châu Á 49 v 2.9.3 CGI hiệu công ty thị trường nổi, phát triển 59 2.10 Khoảng trống giả thuyết nghiên cứu 70 Chương 3: Phương pháp mơ hình nghiên cứu t to ng hi ep 3.1 Giới thiệu 85 3.2 Xây dựng biến mơ hình 85 3.2.1 Phương pháp chấm điểm QTCT 85 w 3.2.2 Các biến mơ hình 94 3.3 Mơ hình hồi quy 102 3.4 Phương pháp nghiên cứu 104 n lo ad y th ju Chương 4: Chỉ số QTCT hiệu tài chính: Bằng chứng từ Việt Nam yi pl 4.1 Giới thiệu 108 4.2 Mô tả liệu 108 ua al n 4.3 Kết thảo luận 109 4.3.1 Thống kê mô tả 109 4.3.2 Các kết phân tích hồi quy 119 n va ll fu oi m 4.3.2.1 Quan hệ số QTCT tổng HQTC 119 4.3.2.2 Quan hệ số QTCT thành phần HQTC 130 4.3.2.3 Quan hệ số công khai minh bạch HQTC 139 at nh z 4.3.2.4 Quan hệ thay đổi số QTCT HQTC 148 4.4 Kết luận 152 z ht vb k jm Chương 5: Kết luận hàm ý sách l.c gm 5.1 Giới thiệu 154 5.2 Kết luận 154 om 5.3 Các đóng góp học thuật 156 n a Lu 5.4 Hàm ý sách quản trị 156 5.5 Hạn chế đề xuất hướng nghiên cứu tiếp 158 y te re Phụ lục n va Tài liệu tham khảo 159 vi DANH MỤC SƠ ĐỒ, HÌNH Sơ đồ 1.1 Khung nghiên cứu đề tài 10 t to ng Hình 2.1 Sự khác lựa chọn ngược rủi ro đạo đức 23 hi ep Hình 2.3: QTCT mơ hình bảng cân đối tài sản cơng ty theo Ross et al (2005) 29 w Hình 2.4: Mơ hình bảng cân đối mở rộng Quản trị công ty Gillan (2006) 29 n lo ad Hình 2.5: Các nguyên tắc OECD QTCT 40 ju y th Hình 2.6 Quản trị cơng ty: tranh tổng quát 42 yi pl ua al Hình 3.1 Mơ hình nghiên cứu đề tài (tác giả) 103 n Hình 4.1 Điểm CGI trung bình giai đoạn 2013–2015 108 n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re vii DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Các loại đại diện rủi ro thường gặp công ty 14 t to Bảng 2.2 So sánh hệ thống quản trị Mỹ Đức 36 ng Bảng 2.3: Các số quản trị công ty nước giới 65 hi ep Bảng 2.4: Tổng hợp nghiên cứu liên quan đến mối quan hệ QTCT hiệu tài 72 w n lo Bảng 3.1: Thống kê số lượng tiêu chí đánh giá câu hỏi theo số QTCT thành phần theo OECD (2004) 91 ad y th ju Bảng 4.1 Chỉ số quản trị cơng ty trung bình nước Asean giai đoạn 2012–2013 102 yi pl ua al Bảng 4.2 Chỉ số quản trị cơng ty trung bình nước Asean giai đoạn 2012–2013 102 n Bảng 4.3a Thống kê mô tả biến với số QTCT tổng tính theo khơng trọng số 106 va n Bảng 4.3b Thống kê mô tả biến với số QTCT tổng tính theo có trọng số khảo fu ll sát ADB (2013) , gồm 15% cg_rosh + 5%cg_etsh + 20%cg_rost + 30%cg_dat + m oi 30%cg_roeb 107 nh at Bảng 4.3c Thống kê tóm tắt số QTCT tổng số thành phần qua năm 108 z z Bảng 4.3d: So sánh khác quy định thực hành QTCT Thông tư 121 OECD (2004) 109 ht vb jm k Bảng 4.4a: Hệ số tương quan biến quản trị cơng ty tổng (total_cg) hiệu tài cơng ty năm 111 gm om l.c Bảng 4.4b: Hệ số tương quan biến quản trị cơng ty tổng (total_cg) tính tổng trọng số số QTCT thành phần theo ADB (2013) (15%cg_rosh + 20%cg_etsh + 5%cg_rost + 30%cg_dat + 30%cg_reob) hiệu tài cơng ty năm 112 n a Lu n va Bảng 4.4c: Hệ số tương quan biến quản trị công ty tổng (total_cg) (năm t) hiệu tài cơng ty (năm t+1) 112 y te re Khảo sát ADB (2013) VN vào 2012-2013 dựa Nguyên tắc QTCT OECD (2004) cách tính số tổng QTCT có trọng số viii Bảng 4.4d: Hệ số tương quan biến quản trị công ty tổng (total_cg) (năm t) hiệu tài cơng ty (năm t+2) 113 t to Bảng 4.4e: Hệ số tương quan thay đổi biến QTCT tổng (Δtotal_cg) thay đổi hiệu tài cơng ty giai đoạn 2013-2015 113 ng hi Bảng 4.5a: Hệ số tương quan biến quản trị công ty thành phần (sub-indices) hiệu tài cơng ty năm 114 ep w Bảng 4.5b: Hệ số tương quan biến quản trị công ty thành phần (năm t) hiệu tài cơng ty (năm t+1) 114 n lo ad ju y th Bảng 4.5c: Hệ số tương quan biến quản trị công ty hiệu tài cơng ty lệch năm (t+2) 115 yi pl Bảng 4.5d: Hệ số tương quan thay đổi biến số QTCT thành phần (Δcg) thay đổi hiệu tài cơng ty giai đoạn 2013-2015 115 n ua al n va Bảng 4.6a Kết hồi quy quản trị công ty tổng (totalcg) hiệu tài cơng ty năm 121 ll fu oi m Bảng 4.6b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) đến HQTC năm 122 at nh z Bảng 4.7a Kết hồi quy số QTCT thành phần (sup-indices) hiệu tài cơng ty năm 123 z vb ht Bảng 4.7b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành phần đến HQTC năm 124 k jm gm om l.c Bảng 4.8a Kết hồi quy quản trị công ty tổng (total_cg) năm (t) hiệu tài cơng ty năm (t+1) 125 n a Lu Bảng 4.8b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) năm (t) đến HQTC năm (t+1) 126 y te re Bảng 4.9b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (totalcgi) năm (t) đến HQTC năm (t+2) 128 n va Bảng 4.9a Kết hồi quy số quản trị công ty tổng (totalcg) năm (t) hiệu tài công ty năm (t+2) 127 to t n g 61 total_cg(t) ROA(t+1) Coef t-stat (sig) size(t) Coef t-stat (sig) -0,087*** -7,60 (0,000) 0,0358*** 11,15 (0,000) lev(t) Coef t-stat (sig) 0,0053 0,34 (0,731) -0,0012 -0,19 (0,846) 1,5774 0,71 (0,480) totalcg(t) totalcg(t) 24,7517*** 8,88 (0,000) total_cg(t) -3,030*** -8,23 (0,000) lo roa_a 2,1642*** 9,25 (0,000) SRD(t+1) n Coef t-stat (sig) total_cg(t) lnQ(t+1) totalcg(t) ad totalcg(t) total_cg(t) ROE(t+1) p hi e Biến d o w Bảng 4.8b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (total_cg) năm (t) đến HQTC năm (t+1) t h y j 0,0250*** 3,71 (0,000) roe_a 0,0368*** 8,93 (0,000) lnq_a lev(t) -0,0226 -0,31 (0,760) -0,02*** -3,12 (0,002) lev(t) an v an 0,2857* 1,74 (0,083) 0,0371*** 11,33 (0,000) -0,0116* -1,86 (0,063) -0,221*** -9,10 (0,000) srd_a size 0,0399** 2,34 (0,020) 0,0241*** 6,88 (0,000) lev -0,0223 -1,01 (0,310) -0,0147** -2,40 (0,016) p size(t) -0,9694*** -7,53 (0,000) u 0,0346*** 10,12 (0,000) l a l size(t) -0,0661 -0,78 (0,435) uy i 0,2890*** 10,50 (0,000) f ul l 67,66*** (0,0000) 0,2055 m 42,54*** (0,0000) 0,1399 Durbin (χ2) test 136,48*** 0,2081 Wu-Hausman test 163,99*** 0,2069 h 2,09 z 98,35*** a t z Wald (χ2) 79,25*** (0,0000) 0,2325 oi n F Prob > F R2 68,85*** (0,0000) 0,2083 84,48*** 108,40*** 397,27*** 168,93*** 795,09*** 213,60*** v b h t k jm Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a, lnq_a and srd_a biến cơng cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh (Nguồn: Tính tốn tác giả) gm l c o m Lu an v an r y et e to t n g 62 Totalcg(t) ROA(t+2) Coef t-stat (sig) size(t) Coef t-stat (sig) -0.089*** -5.28 (0.000) 0.0351*** 9.03 (0.000) lev(t) Coef t-stat (sig) -0.007 -0.37 (0.708) -0.0003 -0.05 (0.958) -0.3064 -0.07 (0.941) totalcgi(t) totalcgi(t) 27.3717*** 6.99 (0.000) lo roa_a 2.4168*** 6.60 (0.000) SRD(t+2) n Coef t-stat (sig) totalcg(t) lnQ(t+2) totalcgi(t) ad totalcg(t) totalcg(t) ROE(t+2) p hi e Biến d o w Bảng 4.9b: Các kết hồi quy với 2SLS ảnh hưởng số QTCT tổng (totalcg) năm (t) đến HQTC năm (t+2) totalcg(t) -2.836*** -6.91 (0.000) t h y j 0.0138* 1.93 (0.054) roe_a 0.0351*** 6.93 (0.000) lnq_a uy i 0.2524*** 7.64 (0.000) size(t) -1.1579*** -6.63 (0.000) lev(t) -0.0745 -0.94 (0.346) -0.0125* -1.84 (0.066) lev(t) 0.54091*** 2.85 (0.004) u an v an 0.0369*** 9.18 (0.000) -0.0060 -0.82 (0.414) size 0.0363* 1.88 (0.061) 0.0232*** 5.64 (0.000) lev -0.0272 -1.22 (0.221) -0.0104 -1.62 (0.106) p 0.0343*** 8.39 (0.000) l a l size(t) -0.0128 -0.09 (0.931) -0.222*** -8.19 (0.000) srd_a f 37.42*** (0.0000) 0.2006 m 26.13*** (0.0000) 0.1306 ul l 46.91*** (0.0000) 0.2123 1.72 Durbin (χ2) test 81.98*** 0.0159 Wu-Hausman test 96.20*** 0.0158 a t z 49.21*** z Wald (χ2) h oi n F Prob > F R2 50.26*** (0.0000) 0.2241 53.13*** 71.67*** 106.03*** 104.82*** 254.43*** 129.66*** v b h t k jm Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a, lnq_a and srd_a biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh (Nguồn: Tính tốn tác giả) gm l c o m Lu an v an r y et e 63 t to ng hi Xem xét mối quan hệ lệch năm Mối quan hệ dương số vai trị bên liên quan (cg_rost) cơng khai minh bạch (cg_dat) Tobin’s Q (sau xử lý nội sinh) Điều cho thấy công ty quan tâm đáng kể đến bên liên quan người lao động, khách hàng, cộng đồng, nhà đầu tư, môi trường,…, khơng tạo hình ảnh tích cực cơng ty thị trường, mà cịn làm tăng hiệu tài cơng ty Bên cạnh đó, số cg_dat có quan hệ tích cực đến Tobin’s Q cho thấy chất lượng thông tin kịp thời công ty vấn đề mà nhà đầu tư quan tâm bối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam Hơn nữa, từ kết phân tích cho thấy mối quan hệ số có tác dụng hỗ trợ lẫn rõ ràng công ty thực hành tốt QTCT nhằm để công khai minh bạch thông tin cho bên liên quan biết hoạt động kế hoạch công ty tại, nhằm không làm giảm bất cân xứng thông tin cho nhà đầu tư mà gia tăng niềm tin cho bên liên quan để tiếp tục mối quan hệ hợp tác tương lai, điều dẫn đến giá trị công ty tăng thị trường Xem xét mối quan hệ lệch năm Kết mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc SRD cho thấy tồn mối quan hệ nghịch yếu số vai trò bên liên quan (cg_rost) biến động giá cổ phiếu thị trường năm (sau kết xử lý nội sinh) Điều cho thấy công ty quan tâm đến vai trị lợi ích bên liên quan cơng ty giảm rủi ro biến động giá tương lai (2 năm kế tiếp) Nói cách khác, công ty niêm yết thị trường Việt Nam muốn phát triển bền vững tương lai công ty cần phải không quan tâm thật đến lợi ích mà cịn trở thành người bạn đáng tin cậy bên liên quan từ theo lý thuyết bên liên quan mối quan hệ công ty bên liên quan xây dựng dựa niềm tin (Freeman 1984) Kết tìm thấy đề tài phù hợp với nghiên cứu trước (Chicago Press & Freeman 1984; Donaldson & Preston 1995) Hay nói cách khác, việc thực tốt trách nhiệm thông tin, trách nhiệm giải trình trách nhiệm tài bên liên quan phản ánh cụ thể báo cáo thường niên báo cáo tài yếu tố quan trọng có tác động tích cực đến giá trị cổ phiếu cơng ty thị trường Điều phù hợp với nghiên cứu Healy & Palepu (2001), Black, Love, et al (2006) Meek et al (1995) cho chất lượng công bố thông tin phản ánh mâu thuẫn đại diện bất cân xứng thông tin bên cơng ty, thơng tin có chất lượng tốt giúp nhà đầu tư đánh giá tốt chất lượng tài sản rủi ro đầu tư Công khai minh bạch ảnh hưởng trực tiếp đến nhà đầu tư, từ tạo nên phản ứng thị trường, điều minh chứng qua kết từ bảng 4.11a cho thấy số cơng khai minh bạch có nghĩa với biến hiệu đo lường dựa vào thị trường Tobin’s Q SRD Điều có nghĩa thông tin công bố đầy đủ không giúp tăng Tobin’s Q dẫn đến tăng giá trị công ty, mà đồng thời giúp giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu (hay nói cách khác giá cổ phiếu ổn định hơn) dẫn đến tăng giá trị công ty thị trường Trong biến độc lập thành phần số QTCT có số cơng khai minh bạch có ý nghĩa nhiều trường hợp, tương đối đồng thuận với nhau: (1) chủ yếu ảnh hưởng đến biến hiệu dựa thị trường, (2) tăng Tobin’s Q giảm rủi ro biến động giá Do vậy, luận án khảo sát sâu thêm ảnh hưởng biến thành phần “Công khai minh bạch” đến HQTC nội dung 4.7.2.3 Mối quan hệ số công khai minh bạch (cg_dat) HQTC Các kết hồi quy thực sau: c) Chỉ số cg_dat với HQTC năm; d) Chỉ số cg_dat năm HQTC năm kế tiếp; Bảng 4.13a cho thấy kết hồi quy theo mơ hình gồm Pooled OLS, FEM REM ảnh hưởng cg_dat đến HQTC năm, bảng 4.13b trình bày kết xử lý nội sinh theo phương pháp hồi quy bước (2SLS) Bảng 4.13b cho thấy mơ hình hồi quy với biến HQTC gồm ROA, lnq SRD xảy tượng nội sinh mô hình qua kiểm định Durbin Wu-Hausman, biến số cơng khai minh bạch (cg_dat) có mối quan hệ tương quan dương mạnh 1% với biến lnq năm, hệ số tương quan mối quan hệ 27.751 sau xử lý nội sinh so với 0.585 mơ hình FEM trước xử lý nội sinh Kết phù hợp với nghiên cứu Cheung, Jiang & Tan (2010) Chi (2009), chấp nhận giả thuyết đề tài, ủng hộ lý thuyết đại diện Trong đó, kết mối quan hệ biến cg_dat biến SRD tương quan nghịch mạnh với mức ý nghĩa 1% sau xử lý nội sinh, dấu hệ số tương quan -5.007 (bảng 4.13b) phù hợp với dấu hệ số tương quan bảng thống kê mô tả (bảng ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 64 t to ng hi 4.3a), theo mơ hình FEM (bảng 4.13a) dấu hệ số tương quan dương với biến SRD mơ hình hồi quy khơng có ý nghĩa Bên cạnh kết cho thấy, biến cơng cụ (IV) sử dụng mơ hình hồi quy phù hợp Đầu tiên, hiệp phương sai biến IV phần dư mơ hình Điều kiện thứ hai hiệp phương sai biến IV biến quan tâm không Điều thể kết bảng 4.13b mối tương quan chặt chẽ (1%) biến lnq_a, srd_a với cg_dat cho thấy phù hợp biến IV Đối với mơ hình sử dụng biến hiệu ROE kết từ bảng 4.13b cho thấy mơ hình hồi quy khơng xảy vấn đề nội sinh, nên kết giải thích dựa vào mơ hình phù hợp Pooled OLS Qua kết hồi quy bảng 4.13a thể tồn mối quan hệ dương yếu với mức ý nghĩa 10% số công khai minh bạch ROE Về kết 2SLS biến hiệu đo lường ROA bảng 4.13b cho thấy mơ hình khơng có ý nghĩa thống kê biến roa_a khơng thích hợp biến IV khơng khơng có quan hệ có ý nghĩa thống kê với biến cg_dat Qua kết phân tích thấy rõ thơng tin công khai minh bạch không làm tăng hiệu tài cơng ty niêm yết, mà giúp ổn định giá cổ phiếu thị trường tài Tương tự, xem xét mối quan hệ năm t+1 (bảng 4.14a 4.14b) t+2 (bảng 4.15a 4.15b) cho thấy số cg_dat có quan hệ dương mạnh với ROA lnq, quan hệ tỷ lệ nghịch với biến SRD Và, biến bình quân hiệu sử dụng làm biến công cụ (IV) điều phù hợp Điều cho thấy thông tin công bố minh bạch quan tâm hơm dẫn đến hiệu tài tốt tương lai Nói cách khác, cơng khai minh bạch thơng tin tốt khơng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu tài mà cịn tác động đến hiệu tài dài hạn Riêng biến ROE, kết khơng tìm thấy mối quan hệ biến cg_dat ROE tương lai; biến ROE đại diện cho hiệu tài liên quan đến chủ sở hữu, vấn đề mà cơng ty cơng khai chủ sở hữu biết, thơng tin cơng khai khơng có mối quan hệ thống kê với biến ROE Các kết phù hợp với nghiên cứu Haat et al (2008) Chen et al (2013) Và, điều phù hợp với khuyến khích phát triển bền vững cơng ty theo thông lệ quốc tế Kết luận Luận án cố gắng điều tra phần lớn công ty niêm yết HOSE cho giai đoạn năm 2013-2015 vấn đề công khai minh bạch thị trường chứng khoán Việt Nam Các kết cho thấy cg_dat có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng năm mà năm 4.7.2.4 Xem xét mối quan hệ thay đổi số QTCT thay đổi HQTC Có nhiều nghiên cứu quan hệ thực hành QTCT hiệu Tuy nhiên, nghiên cứu tập trung vào mức độ quản trị cơng ty mà khơng giải thích mức độ thực hành quản trị cơng ty cải thiện hay suy giảm theo thời gian Vì vậy, đề tài tập trung vào giải thích mối quan hệ thay đổi chất lượng thực hành quản trị công ty hiệu tài Bảng 4.7b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành phần đến HQTC năm ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb n a Lu n va y te re size -0,2216 -0,17 (0,862) 4,9557* 1,75 (0,080) -2,0742 -1,20 (0,229) -3,111 -1,33 (0,183) 0,899 0,56 (0,575) 0,6900 om cg_reob 3,2976 0,46 (0,643) -18,2157** -2,24 (0,025) 8,3335 1,19 (0,233) 16,0521** 2,30 (0,022) -9,4963 -1,04 (0,298) -0,5886*** l.c cg_dat -0,6011 -0,28 (0,777) 0,6572 0,16 (0,869) 2,6598 1,17 (0,242) -4,3351 -1,14 (0,253) 3,2224 1,18 (0,237) -0,1029 SRD cg_rost 0,0359 0,08 (0,936) -1,5560 -1,29 (0,197) 1,0732 1,58 (0,113) 0,2513 0,21 (0,830) 0,4461 0,7 (0,482) -0,0783*** lnq gm cg_etsh Coef t-stat (sig) Coef, t-stat (sig) Coef, t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef ROE k cg_rosh ROA jm Biến 65 t-stat (sig) Coef t-stat (sig) lev t to ng hi -3,22 (0,001) -0,0428* -1,92 (0,055) 47,17*** (0,0000) 42,48*** 8,83*** 0,0444 (0,8331) ep Wald (χ2) (sig) Durbin (χ2) test Wu-Hausman test Sargan (score) χ2 Prob > χ2 -1,41 (0,159) -0,0311 -0,37 (0,715) 10,10 (0,1827) 9,1336 1,8176 -2,66 (0,008) -0,1526* -0,57 (0,571) 69,26*** (0,0000) 167,469*** 202,114*** 0,0205 (0,8862) 1,07 (0,287) 0,0366 0,62 (0,534) 25,89*** (0,0005) 144,282 *** 49,255*** 0,011 (0,9166) (Nguồn: Tính tốn tác giả) w Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mô hình hồi quy n lo ad y th Bảng 4.10b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành phần năm (t) đến HQTC năm (t+1) ROA(t+1) ROE(t+1) 2.2124 1.03 (0.035) 1.0037 0.15 (0.878) -1.1269 -0.89 (0.372) -2.4728 -1.23 (0.218) -0.2518 -0.06 (0.952) -15.0479 -1.34 (0.179) 4.6686 1.04 (0.300) -0.0657 -0.03 (0.977) 11.0616* 1.70 (0.089) -1.3001 -0.80 (0.422) -2.3456 -0.59 (0.553) 16.7497* 1.81 (0.070) -3.4449 -0.90 (0.368) -0.4156 -0.4 (0.687) -1.6968 -0.56 (0.578) -7.0760 -0.81 (0.416) 1.8531 0.95 (0.342) Coef t-stat (sig) -0.0993*** -3.20 (0.001) -0.0539 -0.64 (0.524) lev Coef t-stat (sig) -0.0128* -0.4 (0.688) 0.0124 0.13 (0.893) -0.1383* -0.51 (0.610) 43.4*** (0.0000) 3.72 (0.8116) 64.39*** (0.0000) 137.153*** 2.9461 396.823*** 161.73*** Wu-Hausman test 32.655*** 0.5816 157.038*** 40.0154*** Sargan (score) χ2 Prob > χ2 0.4244 (0.5147) 0.1430 (0.7052) 0.5334 (0.4652) n ua al va ll fu oi m 0.0475 0.67 (0.506) 0.0132 0.25 (0.799) om l.c 25.89*** (0.0005) n a Lu Durbin (χ2) test pl Wald (χ2) (sig) -0.6414*** -2.75 (0.006) size gm cg_reob Coef t-stat (sig) k 1.1924 0.70 (0.483) jm Coef t-stat (sig) ht cg_dat vb 1.0191 1.24 (0.217) z Coef t-stat (sig) z cg_rost at cg_etsh Coef t-stat (sig) SRD(t+1) 0.5915 0.79 (0.429) nh Coef t-stat (sig) yi cg_rosh lnq(t+1) n ju Biến n va y te re Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% (Nguồn: Tính tốn tác giả) roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mơ hình hồi quy (vui lòng xem thêm kết phụ lục) 66 Bảng 4.11b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng số QTCT thành phần năm (t) đến HQTC năm (t+2) Biến ROA(t+2) t to cg_rosh ng hi cg_etsh ep cg_rost w n lo cg_dat ad n ua al n va lnq(t+2) SRD(t+2) 1.1737 0.51 (0.609) 0.7553 0.14 (0.886) 0.4785 0.13 (0.900) -5.7680 -1.07 (0.284) 0.5888 0.18 (0.857) -0.0762 -0.44 (0.658) 0.1051 0.34 (0.730) 4.33 (0.7405) -5.2540 -0.63 (0.526) -23.9688 -1.34 (0.179) 15.7152 1.08 (0.279) 23.0651 1.41 (0.157) 0.9204 0.08 (0.939) -0.8218 -1.34 (0.179) -0.2716 -0.24 (0.812) 22.76*** (0.0019) 0.2747 0.28 (0.781) 2.5425 0.79 (0.429) -2.6184* -1.84 (0.066) -0.8104 -0.28 (0.783) -0.5170 -0.36 (0.718) 0.0694 1.20 (0.229) -0.0675 -0.63 (0.527) 31.83*** (0.0005) 4.9371 9721 233.268*** 81.7584*** 0.6974 (0.6864) 82.3416*** 19.0422*** 3.1515 (0.0759) ll oi m 70.8863*** 15.9805*** 0.8530 (0.3557) fu Wald (χ2) (sig) Durbin (χ2) test Wu-Hausman test Sargan (score) χ2 Prob > χ2 -0.2759 -0.25 (0.800) -4.0056 -1.38 (0.168) 0.9286 0.51 (0.613) 2.4980 0.91 (0.364) 0.8010 0.52 (0.606) -0.1006*** -1.36 (0.174) -0.0713* -0.46 (0.649) 13.94* (0.0522) pl lev yi size ju y th cg_reob Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) Coef t-stat (sig) ROE(t+2) at nh Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% (Nguồn: Tính tốn tác giả) roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a, bcom, bsize, ib, duality firmyear biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mơ hình hồi quy (vui lòng xem thêm kết phụ lục) z z Sau kiểm tra tượng nội sinh mơ hình hồi quy, kết cho thấy mơ hình có xảy nội sinh Tuy nhiên, kết đạt sau xử lý nội sinh theo phương pháp 2SLS trình bày bảng 4.16b mơ hình khơng có ý nghĩa thống kê, đề tài dựa vào kết sau xử lý để giải thích ý nghĩa mối tương quan biến mơ hình hồi quy Vì vậy, kết nghiên cứu đạt từ mơ hình hồi quy theo OLS dùng để thảo luận Kết hồi quy OLS từ bảng 4.16a cho thấy thay đổi chất lượng thực hành QTCT có tác động tích cực có ý nghĩa thống kê đến thay đổi khơng hiệu tài dựa vào thị trường (Tobin’s Q, SRD) mà hiệu tài dựa vào sổ sách kế tốn (ROA) giai đoạn nghiên cứu; cụ thể, số cơng khai minh bạch (Δcg_dat) có tác động dương mạnh mức ý nghĩa 1% với thay đổi biến Δlnq (Tobin’s Q) ΔSRD, đồng thời số trách nhiệm HĐQT (Δcg_reob) có tương quan dương mạnh mức ý nghĩa 1% với biến ΔROA Hơn nữa, dấu mối tương quan phù hợp với hệ số tương quan thể bảng 4.5d Mối quan hệ dương công khai minh bạch hiệu tài đo lường Tobin’s Q tiết lộ việc công ty thay đổi thực hành công khai minh bạch thông tin không giúp nhà đầu tư giảm rủi ro đại diện hình thành từ bất cân xứng thơng tin, mà cịn biện pháp để kiểm sốt giám sát nhà quản lý tốt tối thiểu hóa hành vi hội tư lợi nhà quản lý; từ đó, họ tập trung đưa định có lợi cho cổ đông, điều giúp nâng cao giá trị cơng ty nhà đầu tư, làm tăng giá trị công ty Kết nghiên cứu phù hợp với nghiên cứu trước (Durnev & Kim 2005; Klapper & Love 2004) Mối tương quan dương cg_dat SRD có nghĩa cơng ty công khai minh bạch thông tin làm cho giá cổ phiến biến động thị trường Điều cho thấy nâng cao nhận thức công ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 67 t to ng hi ty việc công khai minh bạch thông tin so với trước tạo nên tin tưởng nhà đầu tư, nên làm tăng sóng đầu tư vào công ty tiềm từ nhà đầu tư nước nước (do bị giới hạn khối lượng cổ phiếu nắm giữ) Bên cạnh đó, thay đổi lớn giá cổ phiếu thị trường chất lượng số lượng thơng tin nâng cao bị ảnh hưởng nhà đầu tư lướt sóng thị trường, họ nắm giữ cổ phiếu thời gian ngắn chờ đợi Khi công ty công bố thông tin tốt hội phát triển hay tiềm đầu tư tương lai, điều tăng tính hấp dẫn nhà đầu tư khác làm cho giá cổ phiếu công ty tăng Lúc này, nhà đầu tư lướt sóng bán cổ phiếu Do đó, việc công khai minh bạch thông tin hấp dẫn nhà đầu tư, từ làm biến động giá cổ phiếu thị trường Kết phù hợp với đặc điểm thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu nghiên cứu trước (Lang & Lundholm 1993; Leuz & Verrecchia 2000) Tuy nhiên, hạn chế nghiên cứu thời gian mẫu nghiên cứu ngắn (3 năm), thực nghiên cứu với thời gian dài việc thông lệ công khai minh bạch công ty theo chuẩn quốc tế ngày phổ biến giảm biến động giá cổ phiếu thị trường Cuối cùng, đề tài thất bại việc khơng tìm thấy mối quan hệ cg_rosh cg_reob với HQTC đo lường thị trường (Tobin’s Q hay SRD), không giống nghiên cứu trước Cheung (2010), Gomper (2003) Klein (2005) tìm thấy mối quan hệ dương cg_rosh (quyền cổ đông) với HQTC đo lường Tobin’s Q stock returns Tuy nhiên, nghiên cứu khơng tìm thấy chứng trách nhiệm HĐQT HQTC 4.8 Kết luận Kết khảo sát phân tích cơng ty niêm yết HOSE có cơng bố sách QTCT báo cáo công khai giai đoạn 2013–2015 cho thấy: (1) Chỉ số QTCT tổng hợp QTCT thành phần có tác động đến HQTC năm so sánh lệch năm; (2) Chỉ số QTCT tổng hợp khơng có tác động đến HQTC năm mà ảnh hưởng đến HQTC năm so sánh lệch t+1 t+2 năm, kết phù hợp với giả thuyết 2; (3) Ảnh hưởng số Đối xử bình đẳng cổ đơng (cg_etsh) có tác động tỷ lệ nghịch với Tobin’s Q, số có tác động dương đến SRD năm, đồng thời số công khai minh bạch (cg_dat) có tác động dương đến Tobin’s Q năm; (4) Quan tâm đến bên liên quan (cg_rost) công khai minh bạch (cg_dat) tốt hôm không làm tăng giá trị công ty (lnq), mà làm giảm biến động giá cổ phiếu (SRD), hay giảm rủi ro tương lai, kết phù hợp với giả thuyết 3; (5) thay đổi chất lượng thực hành quản trị công ty công khai minh bạch không dẫn đến làm tăng hiệu tài (Tobin’s Q) mà cịn tăng biến động giá cổ phiếu (SRD), thay đổi trách nhiệm HĐQT dẫn đến làm tăng hiệu tài (ROA ROE), kết nghiên cứu phù hợp với giả thuyết ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re to t n g 68 p hi e d o w Bảng 4.13b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh bạch thông tin (cg_dat) đến HQTC năm ROA -0.1187 -1.06 0.014*** 3.28 size -0.0160 -0.42 0.013*** 3.02 size -0.502*** -4.20 -0.0342 -0.51 -0.0010 -0.13 lev -0.085** -1.98 -0.0007 -0.10 lev -0.1557 -0.90 an f 8.03*** (0.0000) 0.0488 6.94*** (0.0000) 0.0424 ul l F Prob > F R2 lo Coef t-stat roe_ a SRD cg_dat Coef t-stat 0.031*** 5.99 srd_ a Coef t-stat 0.014*** 3.49 size 0.0130 0.47 0.0100** 2.51 0.0049 0.72 lev 0.0313 0.77 -0.0008 -0.12 t Coef t-stat lnq_a 0.0191 1.01 SRD cg_d at h y j lev 0.0246** 2.50 27.751*** 6.10 p Coef t-stat Coef t-stat uy i size cg_ dat cg_dat u Coef t-stat 2.6467 1.16 cg_d at lnQ l a l roa_a 8.2921 1.03 cg_dat v Coef t-stat ROE an cg_dat cg_dat lnQ ad ROA ROE n Var -5.0770*** -3.94 -0.11*** -4.09 13.64*** (0.0000) 0.0834 9.58*** (0.0000) 0.0583 m 36.68*** 1.2734 Wu-Hausman test 38.13*** 1.2641 h Durbin (χ2) test a t z 11.51** (0.0421) z 2.73 (0.742) oi n Wald (χ2) (sig) 47.90*** (0.0000) 25.69*** (0.0001) 166.97*** 122.36*** 967.59*** 135.17*** v b h t (Nguồn: Tính tốn tác giả) k jm Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a,roe_a, lnq_a, srd_a biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mô hình hồi quy gm l c o m Lu an v an r y et e to t n g 69 p hi e Var ROA(t+1) -0.0098 -1.39 (0.166) lev 1.2734 41.21*** 1.2641 v 70.22*** Wu-Hausman test k jm b h t Durbin (χ2) test m 7.25 (0.2027) a t z 38.67*** (0.000) z Wald (χ2) (sig) 7.98*** (0.0000) 0.0485 0.1573 0.87 (0.382) 0.017*** 4.34 (0.000) -0.0022 -0.35 (0.726) cg_dat -6.87*** -3.32 (0.000) -0.1*** -3.36 (0.001) size 0.0404 0.98 (0.326) 0.0103** 2.42 (0.016) lev -0.0500 -0.92 (0.355) -0.0094 -1.34 (0.180) 9.63*** (0.0000) 0.0579 16.55*** (0.0000) 0.0948 h 11.48*** (0.0000) 0.0747 t -0.0775 -1.15 (0.252) ad lev -0.549*** -4.48 (0.000) oi n F Prob > F R2 size srd_a Coef t-stat (sig) h y j -0.0004 -0.06 (0.951) 0.014*** 3.36 (0.001) Coef t-stat (sig) p -0.0067 -0.30 (0.764) size -0.0122 -0.19 (0.848) uy i Coef t-stat (sig) lnq_a 0.033*** 6.67 (0.000) u lev Coef t-stat (sig) SRD(t+1) SRD cg_dat l a l 0.015*** 3.98 (0.000) 0.0144* 1.83 (0.067) roe_ a 26.94*** 6.53 (0.000) v -0.06*** -3.70 (0.000) 0.171*** 4.17 (0.000) Coef t-stat (sig) cg_ dat cg_dat an size Coef t-stat (sig) 1.4646 0.37 (0.708) cg_ dat f roa_a Coef t-stat (sig) 3.525*** 5.66 (0.000) lnQ an Coef t-stat (sig) cg_dat ul l cg_dat ROE lo cg_dat lnQ(t+1) n ROA ROE(t+1) d o w Bảng 4.14b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh bạch thông tin (cg_dat) năm (t) đến HQTC năm (t+1) 52.54*** (0.0000) 17.27*** (0.0040) 163.87*** 192.5*** 563.43*** 252.4*** (Nguồn: Tính tốn tác giả) c o m l gm Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a, roe_a, lnq_a, srd_a biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mô hình hồi quy Lu an v an r y et e to t n g 70 p hi e Var ROA(t+2) -0.0748 -1.18 (0.238) -0.0034 -0.41 (0.682) lev 0.0343 22.48*** 0.0339 v 46.29*** Wu-Hausman test jm b h t Durbin (χ2) test m 3.43 (0.6339) a t z 24.14*** (0.0002) z Wald (χ2) (sig) 4.23*** (0.0009) 0.0391 0.3100 1.48 (0.140) 0.016*** 3.14 (0.002) 0.0022 0.31 (0.758) SRD(t+2) SRD cg_dat -5.671*** -3.16 (0.002) -0.090** -2.51 (0.012) size 0.0293 0.58 (0.563) 0.0084** 1.57 (0.118) lev -0.0182 -0.31 (0.760) -0.0028 -0.34 (0.730) 5.38*** (0.0000) 0.0491 8.49*** (0.0000) 0.0740 h 8.70*** (0.0000) 0.0724 srd_a Coef t-stat (sig) t lev ad size -0.677*** -4.20 (0.000) oi n F Prob > F R2 0.012** 2.33 (0.020) Coef t-stat (sig) h y j 0.0057 0.82 (0.411) size 0.0085 0.09 (0.932) cg_dat p -0.0264 -1.23 (0.220) roe_a 0.029*** 4.58 (0.000) uy i Coef t-stat (sig) lnq_a Coef t-stat (sig) 0.0076 0.88 (0.380) 30.833*** 4.81 (0.000) u lev Coef t-stat (sig) cg_dat l a l 0.013*** 2.80 (0.005) cg_ dat v -0.05*** -2.75 (0.006) 0.187*** 4.80 (0.000) -1.4017 -0.19 (0.853) an size Coef t-stat (sig) cg_ dat f roa_a Coef t-stat (sig) 3.184*** 4.34 (0.000) lnQ an Coef t-stat (sig) cg_dat ul l cg_dat ROE lo cg_dat lnQ(t+2) n ROA ROE(t+2) d o w Bảng 4.15b: Các kết hồi quy 2SLS ảnh hưởng Chỉ số Công khai minh bạch thông tin (cg_dat) năm (t) đến HQTC năm (t+2) 34.07*** (0.0000) 15.00*** (0.0018) 109.21*** 113.4*** 249.56*** 142.6*** k (Nguồn: Tính tốn tác giả) Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% roa_a, roe_a, lnq_a, srd_a biến công cụ sử dụng mơ hình 2SLS để xử lý nội sinh phát xảy nội sinh mơ hình hồi quy gm l c o m Lu an v an r y et e Chương 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý t to ng hi 5.6 Giới thiệu 5.7 Kết luận Nội dung luận án xem xét mối quan hệ số thực hành QTCT hiệu tài ảnh hưởng lan truyền thực hành QTCT tốt có ảnh hưởng tốt đến lợi ích công ty tương lai Kết nghiên cứu tìm thấy số QTCT tổng có mối quan hệ tích cực mức ý nghĩa 1% với HQTC khơng năm mà ảnh hưởng đến năm Để làm rõ ảnh hưởng nguyên tắc quản trị nào, đề tài tiến hành xem xét tác động số QTCT thành phần đến HQTC Kết phân tích cho thấy năm có số có mối quan hệ đến HQTC; đó, hai số đối xử bình đẳng cơng khai minh bạch có mối quan hệ đến biến HQTC đo lường Tobin’s Q SRD, hai số khác quyền cổ đơng trách nhiệm HĐQT có quan hệ đến HQTC đo lường ROE Hơn nữa, để đánh giá lan tỏa việc thực tốt QTCT đến HQTC tương lai, đề tài tiến hành đánh giá mối quan hệ năm Kết phân tích năm (t+1) HQTC cho thấy hai số QTCT vai trò bên liên quan cơng khai minh bạch có tác động tích cực đến HQTC đo lường Tobin’s Q; năm (t+2) tìm thấy số vai trị bên liên quan có ảnh hưởng lan tỏa theo hướng tỷ lệ nghịch đến HQTC đo lường SRD Bên cạnh đó, đề tài điều thay đổi chất lượng thực hành QTCT có liên quan đến thay đổi HQTC Kết mô hình từ phương pháp hồi quy OLS cho thấy mối quan hệ dương thay đổi công khai minh bạch hiệu đo lường Tobin’s Q SRD, quan hệ dương trách nhiệm HĐQT với hiệu đo lường ROA ROE Tuy nhiên, tính thuyết phục kết nghiên cứu khơng cao mơ hình hồi quy theo phương pháp OLS có tính vững khơng phù hợp với liệu bảng Kết luận án trả lời cho giả thuyết nghiên cứu (giả thuyết 1) số thực hành QTCT có ảnh hưởng tích cực đến HQTC khơng tại; mà cịn (giả thuyết 2) đến HQTC năm tương lai; (giả thuyết 3) tìm thấy chứng cho thấy công khai minh bạch thông tin không ảnh hưởng đến HQTC mà tác động đến HQTC tương lai năm (t+1) (t+2); (giả thuyết 4) tìm thấy chứng khơng chắn mối quan hệ thay đổi số chất lượng thực hành QTCT dẫn đến thay đổi HQTC tương lai Đặc biệt, công khai minh bạch tác động đến HQTC, cụ thể sau: + Tác động tích cực đến ROA, điều có nghĩa cơng khai minh bạch quan tâm chủ nợ; + Tác động dương đến Tobin’s Q cho thấy công khai minh bạch quan tâm thị trường (đối với nhà đầu tư bên ngoài); + Tác động tỷ lệ nghịch với SRD nghĩa công khai minh bạch tác động tích cực đến ổn định giá thị trường, hay nói khác giúp nhà đầu tư giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu Ở đây, cơng khai minh bạch tác động đến ROE (vốn chủ sở hữu) lại tác động tích cực đến ROA, nghĩa có thêm thơng tin cơng khai minh bạch giúp chủ nợ tham gia kiểm soát tốt khoản vay, nên dẫn đến làm tăng ROA, chủ sở hữu biết thông tin từ nội bộ, nên họ khơng có hành động, từ ROE khơng bị ảnh hưởng cơng khai minh bạch Cuối cùng, luận án cung cấp chứng thực nghiệm Việt Nam tạo bước tiến thực hành QTCT theo thông lệ quốc tế so với trước để hội nhập nhiều với kinh tế toàn cầu Tuy nhiên, tiến chưa đạt theo yêu cầu tối thiểu thông lệ quốc tế nguyên tắc quản trị 5.8 Các đóng góp học thuật Đề tài đóng góp vào lược khảo học thuật liên quan đến thực hành QTCT Việt Nam, quốc gia phát triển Đóng góp nghiên cứu điều tra tiến đổi thực hành QTCT Việt Nam để hội nhập sâu rộng vào kinh tế tồn cầu, nghiên cứu cung cấp tầm nhìn hữu ích cần thiết để thực QTCT không học thuật, mà thực trạng QTCT công ty niêm yết công ty nhỏ vừa tương lai Kết tìm thấy nghiên cứu hoàn toàn phù hợp với lý thuyết đại diện (chỉ số đối xử bình đẳng cổ đơng), lý thuyết bên liên quan (chỉ số vai trò bên liên quan) lý thuyết thông tin bất cân xứng (chỉ số công khai minh bạch) Hơn nữa, việc sử dụng tiêu chuẩn chấm điểm chất lượng thực hành QTCT theo chuẩn quốc tế OECD nghiên cứu thực Việt Nam Bên cạnh đó, đề tài cung cấp chứng tác động số QTCT thành phần đến HQTC để làm tiền đề cho hướng nghiên cứu thực nghiệm cho thị trường tài chứng khốn Việt Nam, cho nhà sách đưa quy định QTCT liên quan đến số QTCT thành phần có ảnh hưởng đến HQTC tìm thấy kết nghiên cứu ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re xxiii t to ng hi 5.9 Hàm ý sách quản trị 5.10 Hạn chế đề xuất hướng nghiên cứu tiếp Trong đề tài này, vài hạn chế thảo luận Thứ nhất, số QTCT chấm điểm dựa cách không sử dụng trọng số, điều khơng phản ánh xác tầm quan trọng nguyên tắc QTCT quốc gia khác nguyên tắc chung, văn hóa, tập quán nước Châu Á khác với Châu Mỹ hay Châu Âu, điểm số bị ảnh hưởng đến điểm thực hành QTCT số thành phần Tuy nhiên, khơng trọng số có thuận lợi việc áp dụng dễ dàng, minh bạch so sánh với quốc gia với Thứ hai, khơng kiểm tra tính minh bạch thơng tin phi tài cơng ty niêm yết tự cung cấp báo cáo Thứ ba, xảy chồng lắp thông tin bảng câu hỏi Thứ tư, hạn chế thời gian mẫu nghiên cứu, đề tài kiểm tra điểm dừng tác động lan truyền thực hành tốt QTCT đến HQTC Cuối cùng, mục tiêu đề tài xem xét chiều tác động số QTCT đến HQTC, nên đề tài không nghiên cứu đầy đủ quan hệ hai chiều nghiên cứu nước trước hạn chế liệu Do đó, hướng nghiên cứu sử dụng khoảng thời gian dài để kiểm tra tác động lan truyền số QTCT HQTC Ngoài ra, nghiên cứu cần xem xét lại mối quan hệ hai chiều số QTCT HQTC, thay đổi số chất lượng thực hành QTCT thay đổi HQTC Cuối cùng, cần có nghiên cứu so sánh kết phân tích từ hai nguồn liệu nghiên cứu khác nhau, gồm liệu thứ cấp thu thập tay liệu thu thập từ khảo sát trực tiếp ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 24 CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM Độc lập - Tự - Hạnh phúc t to ng TP Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng năm 2018 hi ep NHỮNG ĐÓNG GÓP MỚI w VỀ MẶT HỌC THUẬT, LÝ LUẬN CỦA LUẬN ÁN n lo ad ju y th Tên luận án: Quản trị công ty hiệu tài cơng ty thị trường chứng khốn Việt Nam yi pl Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 9340201 ua al Nghiên cứu sinh: Nguyễn Đình Khơi n Khóa: 2013 va n Cơ sở đào tạo: Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh fu ll Người hướng dẫn luận án: (1) PGS.TS Hồ Viết Tiến (2) TS Nguyễn Thanh oi m Phong nh at Những đóng góp mặt học thuật, lý luận, luận điểm luận án z ht vb jm I Đóng góp mặt học thuật z sau: k Đề tài đóng góp vào lược khảo học thuật liên quan đến thực hành QTCT Việt Nam, quốc gia phát triển Thứ nhất, đóng góp nghiên cứu điều tra tiến đổi thực hành QTCT Việt Nam để hội nhập sâu rộng vào kinh tế tồn cầu, nghiên cứu cung cấp tầm nhìn hữu ích cần thiết để thực QTCT không học thuật, mà thực trạng QTCT công ty niêm yết công ty nhỏ vừa tương lai Kết tìm thấy nghiên cứu hoàn toàn phù hợp với lý thuyết đại diện (chỉ số đối xử bình đẳng cổ đơng), lý thuyết bên liên quan (chỉ số vai trò bên liên quan) lý thuyết thông tin bất cân xứng (chỉ số công khai minh bạch) om l.c gm n a Lu n va y te re 25 t to Thứ hai, việc sử dụng tiêu chuẩn chấm điểm chất lượng thực hành QTCT theo chuẩn quốc tế OECD (2004) nghiên cứu thực Việt Nam ng hi ep Cuối cùng, đề tài cung cấp chứng tác động khơng số QTCT tổng, mà cịn số QTCT thành phần đến HQTC để làm tiền đề cho hướng nghiên cứu thực nghiệm thị trường tài chứng khốn Việt Nam, cho nhà sách đưa quy định QTCT liên quan đến số QTCT thành phần có ảnh hưởng đến HQTC tìm thấy kết nghiên cứu w n lo ad y th ju II Đóng góp mặt thực tiễn yi pl Thứ nhất, chứng thực nghiệm nghiên cứu ủng hộ quan điểm công ty quan tâm công khai minh bạch thơng tin góp phần tác động tích cực đến hiệu tài cơng ty, cụ thể sau: n ua al n va ll fu quan tâm chủ nợ; oi m + Tác động tích cực đến ROA, điều có nghĩa công khai minh bạch nh at + Tác động dương đến Tobin’s Q cho thấy công khai minh bạch quan z tâm thị trường (đối với nhà đầu tư bên ngoài); z ht vb + Tác động tỷ lệ nghịch với biến động giá cổ phiếu, nghĩa công khai minh k gm nhà đầu tư giảm rủi ro biến động giá cổ phiếu jm bạch tác động tích cực đến ổn định giá thị trường, hay nói khác giúp om l.c Ở đây, cơng khai minh bạch tác động đến ROE (vốn chủ sở hữu) lại tác động tích cực đến ROA, nghĩa có thêm thông tin công khai minh bạch giúp chủ nợ tham gia kiểm soát tốt khoản vay, nên dẫn đến làm tăng ROA, chủ sở hữu biết thông tin từ nội bộ, nên họ hành động, từ ROE khơng bị ảnh hưởng cơng khai minh bạch Do đó, hiểu biết tốt công khai minh bạch quan trọng không nhà đầu tư tiềm tàng bên liên quan, mà đối n a Lu n va y te re 26 t to ng hi ep với nhà sách tổ chức quốc tế mà mong muốn tìm kiếm nhiều giá trị từ kinh tế động dễ hấp thu Việt Nam Thực hành công khai minh bạch công ty tốt cần cải thiện để xây dựng môi trường kinh doanh tốt không để thu hút nhà đầu tư ngồi nước mà cịn để tạo dựng niềm tin, trung thực giá trị đạo đức thị trường w n lo Thứ hai, kết nghiên cứu cho thấy cơng ty có hệ thống QTCT tốt, cụ thể có trách nhiệm với bên liên quan người lao động, môi trường sản phẩm giúp tăng hiệu tài ad ju y th yi pl Cuối cùng, luận án cung cấp chứng thực nghiệm Việt Nam tạo bước tiến thực hành QTCT theo thông lệ quốc tế so với trước để hội nhập nhiều với kinh tế toàn cầu Tuy nhiên, tiến chưa đạt theo yêu cầu tối thiểu thông lệ quốc tế nguyên tắc quản trị n ua al n va ll fu m oi Nghiên cứu sinh at nh z Nguyễn Đình Khơi z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re