(Luận văn) sự đa dạng giới tính trong hội đồng quản trị doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, bằng chứng từ việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl ua al n TRẦN ĐẶNG VĨNH HẢO n va ll fu oi m at nh SỰ ĐA DẠNG GIỚI TÍNH TRONG HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ z DOANH NGHIỆP VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA z ht vb DOANH NGHIỆP – BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM k jm om l.c gm n a Lu LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2014 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl TRẦN ĐẶNG VĨNH HẢO n ua al n va ll fu SỰ ĐA DẠNG GIỚI TÍNH TRONG HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ oi m DOANH NGHIỆP VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA at nh DOANH NGHIỆP – BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM z z k jm Mã số: 60340201 ht vb Chuyên ngành: Tài Ngân hàng n n va GS.TS TRẦN NGỌC THƠ a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2014 LỜI CAM ĐOAN t to ng Học viên xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng học viên hi ep với hướng dẫn giúp đỡ GS.TS Trần Ngọc Thơ w Những số liệu thống kê lấy từ nguồn đáng tin cậy Nội dung n lo kết nghiên cứu luận văn chưa công bố ad ju y th cơng trình nghiên cứu yi pl n ua al Tp Hồ Chí Minh, ngày 15 tháng 05 năm 2015 n va Tác giả ll fu oi m at nh Trần Đặng Vĩnh Hảo z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng TRANG PHỤ BÌA hi ep LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC w n lo DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ad DANH MỤC CÁC BẢNG y th GIỚI THIỆU ju CHƯƠNG yi Lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu vấn đề nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu 1.5 Bố cục nghiên cứu pl 1.1 n ua al n va ll fu oi m LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM at Khái quát đa dạng giới tính HĐQT giá trị doanh nghiệp z z 2.1 nh CHƯƠNG Quản trị doanh nghiệp hiệu hoạt động doanh nghiệp 2.1.2 Nhận định mối quan hệ đa dạng giới tính HĐQT hiệu ht vb 2.1.1 jm k hoạt động doanh nghiệp 16 gm Các chứng thực nghiệm mối quan hệ đa dạng giới tính 2.2 om l.c HĐQT giá trị doanh nghiệp 18 Các chứng mang kết tích cực có tác động đáng kể 18 2.2.2 Các chứng mang kết khơng có tác động 22 2.2.3 Lý dẫn đến ý kiến trái chiều nghiên cứu trước 23 n a Lu 2.2.1 Nguồn liệu 24 3.1.2 Mô tả biến 24 y 3.1.1 te re Dữ liệu mô tả biến 24 n 3.1 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 24 va CHƯƠNG Mơ hình định lượng 27 3.2 t to ng 3.2.1 Phương trình ước lượng 27 3.2.2 Phương pháp định lượng 28 hi ep CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 32 w Hồi quy cho toàn mẫu 32 4.1 n Thống kê mơ tả biến cho tồn mẫu 32 4.1.2 Tương quan biến cho toàn mẫu 34 lo 4.1.1 ad y th Kết hồi quy cho toàn mẫu 36 4.1.3 ju Tóm tắt 60 yi 4.2 pl KẾT LUẬN 62 ua al CHƯƠNG Kết luận mối quan hệ đa dạng giới tính HĐQT Việt Nam 62 5.2 Giải thích nguyên nhân cho kết thực nghiệm 63 5.3 Đóng góp nghiên cứu 64 5.4 Thảo luận thêm 65 n 5.1 n va ll fu oi m at nh z z ht vb TÀI LIỆU THAM KHẢO k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng Từ viết Từ gốc hi tắt Ý nghĩa ep Hội đồng quản trị HĐQT Bộ phận điều hành doanh nghiệp, có w vị trí cao nhất, định hoạt động n lo kinh doanh doanh nghiệp ad The Organization for y th OECD ju Economic Cooperation and Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế yi pl Development al Giám đốc điều hành Chief Executive Officer WTO World Trade Organization FTSE Financial Times Stock FTSE số cơng ty có giá Exchange trị vốn hóa lớn niêm yết n ua CEO n va Tổ chức Thương mại Thế giới ll fu oi m at nh LSE (chỉ số FTSE 100) Sở giao dịch chứng khốn Hồng Exchange Kơng LSE London Stock Exchange Sở giao dịch chứng khoán London UNIDO United Nations Industrial Tổ chức Phát triển Công nghiệp Liên z Hồng Kông Stock HKEx z ht vb k jm l.c gm Development Organization Hợp Quốc World Bank Ngân hàng Thế giới ADB Asian Development Bank Ngân hàng Phát triển Châu Á GMM General Method of Phương pháp hồi quy/ước lượng để Moments xác định thơng số mơ hình ROA Return On Assets Tỷ lệ lợi nhuận tài sản ROI Return On Investments Tỷ lệ lợi nhuận đầu tư om WB n a Lu n va y te re t to ng hi ep ROE Return On Equity Tỷ lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu ROS Return On Sales Tỷ lệ lợi nhuận doanh thu ROIC Return On Invested Capital Tỷ lệ lợi nhuận vốn đầu tư 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 DANH MỤC BẢNG t to ng Bảng 3.1 Mô tả biến 26 hi ep Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 32 Bảng 4.2 Tương quan biến toàn mẫu 35 w n Bảng 4.3 Hồi quy mơ hình biến DWOMAN 37 lo ad Bảng 4.4 Hồi quy mơ hình biến DWOMAN 41 y th Bảng 4.5 Hồi quy mơ hình biến PWOMEN 44 ju Bảng 4.6 Hồi quy mơ hình biến PWOMEN 47 yi pl Bảng 4.7 Hồi quy mơ hình biến BLAU 49 ua al Bảng 4.8 Hồi quy mơ hình biến BLAU 53 n Bảng 4.9 Hồi quy mơ hình biến SHANNON 55 va n Bảng 4.10 Hồi quy mơ hình biến SHANNON 58 ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to CHƯƠNG GIỚI THIỆU ng hi 1.1 Lý nghiên cứu ep Một doanh nghiệp hoạt động có thật hiệu quả, sách đưa có hợp lý chịu w tác động nhiều yếu tố Các yếu tố xem xét nhiều góc độ: n lo Dưới góc độ hoạt động kinh doanh doanh nghiệp tiêu doanh thu, ad y th chi phí, sách sáp nhập – mua lại (M&A), marketing hay quản lý doanh ju nghiệp ; góc độ quản trị chiến lược, lại nhận định phát triển yi pl tương lai, định đầu tư ngắn hạn dài hạn, chiến lược tài trợ ; góc ua al độ ngành, yếu tố sách đối thủ ngành, nhu cầu n khách hàng hay khả tiếp cận thị trường… Khi xem xét thành viên va n HĐQT, kết hoạt động doanh nghiệp chịu ảnh hưởng yếu tố tính ll fu cách, tuổi tác, trình độ học vấn, kinh nghiệm làm việc, giới tính… Xét giới tính, oi m cụ thể nhà quản trị nam nhà quản trị nữ có trình độ học at nh vấn, số năm kinh nghiệm làm việc, độ tuổi trước vấn đề đưa cách nhìn nhận giải hoàn toàn khác z z ht vb Ngoài ra, giới có nhiều nghiên cứu xem xét tác động đa dạng giới jm tính HĐQT đến giá trị doanh nghiệp chưa tìm nghiên cứu k phù hợp cho Việt Nam, số nghiên cứu Việt Nam với mẫu liệu gm l.c hạn chế, chưa đại diện cho tổng thể doanh nghiệp bối cảnh nghiên cứu có khác biệt so với Bài nghiên cứu kỳ vọng việc có thêm nhiều om nghiên cứu để đưa kết luận xác cho vấn đề đa dạng giới tính an Lu HĐQT doanh nghiệp Việt Nam ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Bên cạnh tăng số lượng thành viên nữ HĐQT quy mô doanh nghiệp, giá trị doanh nghiệp… Từ lý thúc đẩy nghiên cứu nghiên cứu đề tài “Sự đa ey nghiên cứu mong muốn tìm hiểu liệu nhân tố doanh nghiệp làm t re đa dạng giới tính chưa giải vấn đề nội sinh mơ hình Cuối cùng, n va nghiên cứu trước cịn bỏ sót số biến có khả đại diện cho dạng giới tính HĐQT doanh nghiệp hiệu hoạt động doanh t to nghiệp – Bằng chứng từ Việt Nam” với kỳ vọng giải vấn đề lý ng thuyết thực nghiệm nêu hi ep 1.2 Mục tiêu nghiên cứu vấn đề nghiên cứu w Xuất phát từ lý nghiên cứu, mục tiêu viết nhằm tìm hiểu mối n lo quan hệ nhân đa dạng giới tính HĐQT hiệu hoạt động ad ju y th doanh nghiệp cách trả lời hai câu hỏi: yi Câu hỏi thứ nhất: Các vấn đề liên quan đến đa dạng giới tính HĐQT như: pl Sự tham gia thành viên nữ HĐQT, số lượng thành viên nữ… có tác động al n ua đến giá trị doanh nghiệp? n va Câu hỏi thứ hai: Có hay khơng ảnh hưởng giá trị doanh nghiệp đến tham ll fu gia thành viên nữ HĐQT doanh nghiệp? Nếu giá trị doanh nghiệp oi m không ảnh hưởng lên diện thành viên nữ HĐQT yếu tố z 1.3 Phương pháp nghiên cứu at nh doanh nghiệp tác động đến vấn đề này? z vb ht Nghiên cứu cung cấp chứng mối quan hệ đa dạng k jm giới tính HĐQT hiệu hoạt động doanh nghiệp tình hình gm tài doanh nghiệp, mở rộng nghiên cứu trước số khía cạnh l.c quan trọng liên quan đến phương pháp thực nghiệm, bao gồm việc giải om vấn đề nội sinh mối quan hệ Như trình bày, nghiên cứu tiến an Lu hành 281 doanh nghiệp, với 1.124 quan sát từ năm 2010 – 2013 với tất biến bao gồm biến đại diện cho đa dạng giới tính, biến kiểm soát biến giá hưởng đến diện số lượng thành viên nữ HĐQT ey doanh nghiệp có quy mơ lớn, số lượng thành viên HĐQT nhiều… có ảnh t re Tobin’s Q biến đại diện giới tính, bên cạnh đồng thời nhìn nhận liệu n va trị doanh nghiệp Tobin’s Q Bài nghiên cứu xem xét tác động lẫn 56 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects t to q[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] ng Estimated results: hi Var ep q e u w n Test: sd = sqrt(Var) 1112416 0595603 0238875 333529 2440497 1545558 Var(u) = lo chi2(1) = Prob > chi2 = 124.82 0.0000 ad ju y th Giả thiết đưa kiểm định sau: H0: Phương pháp Random yi Effect không tốt Pooled OLS H1: Phương pháp Random Effect tốt Pooled pl OLS ua al Kết kiểm định Breusch Pagan Lagrangian cho thấy phương pháp Random n n va Effect tốt phương pháp Pooled OLS mức ý nghĩa 1% Như vậy, nghiên ll fu cứu tiếp tục chạy phương pháp Fixed Effect oi 048949 1106865 0037404 0387807 jm ht 0081782 -.3026367 -.0248976 1430076 vb 0141267 1780646 0577637 0567083 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E z 022305 -.1245721 0328661 1997159 (b-B) Difference z Coefficients (b) (B) fem rem at nh hausman fem rem shannon lever roa size m Kết kiểm định Hausman k b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: difference in coefficients not systematic om l.c chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 61.40 Prob>chi2 = 0.0000 gm Test: an Lu Giả thiết đưa kiểm định sau: H0: Phương pháp Fixed Effect chạy phương pháp Fixed Effect ey mơ hình Random Effect mức ý nghĩa 1% Như vậy, nghiên cứu tiếp tục t re Effect Như vậy, kết kiểm định Hauman cho thấy mơ hình Fixed Effect tốt n va không tốt Random Effect H1: Phương pháp Fixed Effect tốt Random 57 Kiểm tra phương sai thay đổi t to ng xttest3 hi ep Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i w chi2 (281) = Prob>chi2 = n 5.5e+05 0.0000 lo ad y th Giả thiết đưa kiểm định sau: H0: Khơng có phương sai thay ju yi đổi H1: Có phương sai thay đổi Kết cho thấy có tượng phương sai thay pl đổi mơ hình hệ số P-value < 5% Do đó, để khắc phục tượng phương al n ua sai thay đổi nghiên cứu dung option phương sai thay đổi chặt robust để hồi quy shannon lever roa size,fe robust fu xtreg q n va lại mơ hình FEM Kết sau: = = 1124 281 Obs per group: = avg = max = 4.0 oi within = 0.0593 between = 0.1262 overall = 0.0892 nh F(4,280) Prob > F = = at corr(u_i, Xb) Number of obs Number of groups m R-sq: ll Fixed-effects (within) regression Group variable: id = -0.4779 7.41 0.0000 z (Std Err adjusted for 281 clusters in id) z t 0591447 1881359 0084397 0699511 8976333 sigma_u sigma_e rho 27171592 24404972 55348712 (fraction of variance due to u_i) -.0941198 -.4949124 0162528 062019 -3.615975 1387297 2457682 0494794 3374128 -.0820419 k 022305 -.1245721 0328661 1997159 -1.849008 jm shannon lever roa size _cons 0.706 0.508 0.000 0.005 0.040 [95% Conf Interval] ht Coef 0.38 -0.66 3.89 2.86 -2.06 P>|t| vb Robust Std Err q om l.c gm an Lu Sử dụng mô hình bình phương bé giai đoạn (2SLS) để ước lượng n va ey t re 58 ivregress 2sls q lever roa size ( shannon=lndir) Number of obs Wald chi2(4) Prob > chi2 R-squared Root MSE Instrumental variables (2SLS) regression t to ng hi ep w n q Coef shannon lever roa size _cons 1.293698 3956755 0767786 0158624 -.0402066 lo Instrumented: Instruments: 1.351858 152522 0080908 0362106 1719689 P>|z| z Std Err 0.339 0.009 0.000 0.661 0.815 0.96 2.59 9.49 0.44 -0.23 1124 126.36 0.0000 46433 = = = = = [95% Conf Interval] -1.355895 0967379 0609208 -.0551092 -.3772594 3.943292 6946131 0926364 0868339 2968463 ad shannon lever roa size lndir y th ju Kết kiểm định cho thấy hai biến kiểm soát LEVER, ROA có quan hệ yi tuyến tính chiều với Q với mức ý nghĩa thống kê cao (1%) Biến pl ua al SHANNON hồn tồn khơng có tác động đáng kể đến Q n Phương trình 2: Xem xét mối quan hệ giá trị doanh nghiệp ảnh hưởng n va đến SHANNON ll fu oi m Bảng 4.10 Hồi quy mơ hình biến SHANNON at nh Mơ hình Mơ hình 2: Q → SHANNON Pooled FE RE Model Model Model -0.0368 0.0138 -0.0718 0.0054 -0.0095 -0.0071 z an Lu ey 14.23*** 1124 t re 0.0156 0.0051 0.0066 n 0.0159 0.0025 0.0043 4.53*** va 3.05** 0.0117 om 0.0030 l.c 0.01667 (2.17**) 0.0060 0.0033 0.1311 (3.35***) gm 0.1517 (3.64***) k 0.0633 jm ht R-squared R-squared hiệu chỉnh R2-within R2-between R2-overall Thống kê F Chi2 kiểm định Wald Số quan sát vb LEVER ROA SIZE z Constant Q BLAU LNDIR 59 Hệ số Rho 0.7813 0.7691 t to ng Kết kiểm định LM hi ep xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects w n shannon[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] lo ad Estimated results: Var ju y th 0793101 0183468 0611271 2816205 1354504 2472389 yi Var(u) = pl Test: shannon e u sd = sqrt(Var) 989.34 0.0000 ua al chi2(1) = Prob > chi2 = n Giả thiết đưa kiểm định sau: H0: Phương pháp Random va n Effect không tốt Pooled OLS H1: Phương pháp Random Effect tốt Pooled fu ll OLS oi m nh Kết kiểm định Breusch Pagan Lagrangian cho thấy phương pháp Random at Effect tốt phương pháp Pooled OLS mức ý nghĩa 1% Như vậy, nghiên z z cứu tiếp tục chạy phương pháp Fixed Effect vb k jm ht Kết kiểm định Hausman -.007069 1311281 0116372 -.0024042 0205563 -.0085989 0057845 0170932 0176239 an Lu -.0094732 1516844 0030383 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E om q lndir size (b-B) Difference l.c Coefficients (b) (B) fem rem gm hausman fem rem Ho: difference in coefficients not systematic ey t re chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.62 Prob>chi2 = 0.6555 n Test: va b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg 60 Giả thiết đưa kiểm định sau: H0: Phương pháp Fixed Effect t to không tốt Random Effect H1: Phương pháp Fixed Effect tốt Random ng Effect Do p-value > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0 Sử dụng mô hình Random hi ep Effect tốt w Sử dụng mơ hình bình phương bé giai đoạn (2SLS) để ước lượng n lo ivregress 2sls shannon lndir size (q=roa) ad Instrumental variables (2SLS) regression ju y th Number of obs Wald chi2(3) Prob > chi2 R-squared Root MSE 0216881 062036 0158973 -.0387097 Std Err .0617098 0442878 0081046 1136724 n ua al 0.35 1.40 1.96 -0.34 P>|z| [95% Conf Interval] 0.725 0.161 0.050 0.733 -.0992608 -.0247665 0000125 -.2615036 1426371 1488385 0317821 1840842 n q lndir size roa z 1124 9.24 0.0262 0.0077 28041 va Instrumented: Instruments: Coef pl q lndir size _cons yi shannon = = = = = ll fu oi m Kết kiểm định cho thấy có biến kiểm sốt SIZE có quan hệ tuyến nh tính chiều với SHANNON, mức ý nghĩa thống kê mức 5% Giá trị at doanh nghiệp không ảnh hưởng đến đa dạng HĐQT z z ht vb 4.2 Tóm tắt jm Ở mơ hình xem xét tác động biến WOMAN đến Q tức xem xét k tham gia nữ giới HĐQT có tác động đến giá trị doanh nghiệp tất gm l.c kết cho khơng có mối quan hệ với mức ý nghĩa cao Việc thành om viên nữ HĐQT có hay khơng có, nhiều hay khơng tác động đến hiệu an Lu hoạt động doanh nghiệp Vì giá trị nhà đầu tư, chủ sở hữu không bị tác động điều Ngoài ra, doanh nghiệp VN, biến kiểm soát thể phương trình (1) hồi quy với DWOMAN Biến LEVER tác động ey khi, biến SIZE ảnh hưởng không đáng kể, có ý nghĩa thống kê mức 10% t re biến ROA ln có nghĩa tích cực lên Q tất mơ hình nghiên cứu, n va ROA SIZE, LEVER có ảnh hưởng tích cực đến giá trị doanh nghiệp nhiên 61 tích cực lên Q với mức ý nghĩa thống kê 1%, thể phương trình hồi quy t to với DWOMAN SHANNON ng hi Ở mơ hình thứ hai xem xét mối quan hệ ngược lại LNDIR SIZE biến ep thường xuyên có tác động tích cực lên biến WOMAN Trong đó, biến LNDIR w có ý nghĩa thống kê cao mức 1% với DWOMAN, SIZE có tác động tích cực n với ý nghĩa thống kê mức trung bình 5% biến DWOMAN, BLAU, lo ad SHANNON ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re 62 CHƯƠNG KẾT LUẬN t to 5.1 Kết luận mối quan hệ đa dạng giới tính HĐQT Việt ng hi Nam ep Bài nghiên cứu cho thấy đa dạng giới tính HĐQT doanh nghiệp khơng có w tác động đáng kể đến giá trị doanh nghiệp, mà thay vào biến quy mơ doanh n lo nghiệp, ROA có tác động đáng kể đến giá trị doanh nghiệp Trong chiều ad y th ngược lại, điều thu hút nhà quản trị nữ làm việc doanh nghiệp không ju phải giá trị doanh nghiệp định mà chịu ảnh hưởng từ số lượng thành viên yi pl HĐQT quy mơ doanh nghiệp al ua So sánh với kết trước trình bày phần tổng quan, nhận n thấy kết nghiên cứu đưa mơ hình xem xét mối va n quan hệ ảnh hưởng biến đa dạng giới cân giới đến giá trị doanh fu ll nghiệp trái với nghiên cứu Kevin Campbell, Antonio Mínguez (2007) nghiên cứu m oi Tây Ban Nha ngược với kết nghiên cứu Việt Nam Tuan nh at Nguyen, Stuart Locke Krishna Reddy (2012), nghiên cứu tác giả cho z thấy đa dạng giới tính có tác động đến hiệu hoạt động doanh nghiệp, số z ht vb lượng thành viên nữ HĐQT chứng minh có ảnh hưởng đến thu jm nhập doanh nghiệp ảnh hưởng rõ ràng tỷ lệ thành viên nữ tăng lên, k thêm vào đó, mối quan hệ đa dạng giới tính HĐQT giá trị gm doanh nghiệp thay đổi tỷ lệ thành viên nữ HĐQT đạt đến điểm gãy l.c 20% Kết nghiên cứu mơ hình thứ hai xét mối quan hệ nhân giá trị om doanh nghiệp ảnh hưởng đến đa dạng giới tính HĐQT giống với kết an Lu nghiên cứu Kevin Campbell, Antonio Mínguez (2007) nghiên cứu Tây Ban giá trị doanh nghiệp mà phụ thuộc vào số lượng thành viên HĐQT, quy mô ey t re doanh nghiệp n va Nha khơng có mối quan hệ, đa dạng giới tính HĐQT khơng phụ thuộc 63 Bài nghiên cứu đưa kết luận giống với nghiên cứu UNIDO (2010) Việt t to Nam kết luận “khơng tìm thấy khác biệt đáng kể nhận diện ng thiên vị giới tính từ doanh nhân nam doanh nhân nữ vấn đề hi ep ký hợp đồng mới, chấp tài sản, đăng nhập vào mạng lưới, tuyển dụng lao động hay làm việc với quyền” Tình trạng tạo điều kiện cho w tham gia kinh tế khuyến khích hội cho phụ nữ Việt Nam, từ mở n lo rộng phạm vi phụ nữ có trình độ cao để lựa chọn ứng viên phù hợp ad ju y th cho vị trí quản lý doanh nghiệp yi Từ kết nghiên cứu mình, nghiên cứu nhận xét Việt Nam pl năm gần diễn đa dạng giới tính cân giới tính al n va giới” khơng cịn n ua HĐQT đạt thành định mà ảnh hưởng mang tính “phân biệt ll fu 5.2 Giải thích nguyên nhân cho kết thực nghiệm m oi Sau xem xét chế liên quan đến giới tính Việt Nam, UNIDO (2010) cho nh at Việt Nam chịu ảnh hưởng mạnh mẽ hệ tư tưởng Nho giáo, trọng nam z khinh nữ, nữ giới phụ thuộc vào nam giới Tuy nhiên doanh nghiệp Việt Nam z ht vb ngày khuyến khích cải tiến chế giới tính mà quyền phụ nữ jm bình đẳng giới đề cao Năm 2002, Chính phủ Việt Nam tuyên bố thực k “Chiến dịch Quốc gia phát triển Phụ nữ đến năm 2010” nhằm đạt gm đến quyền bình đẳng cho phụ nữ lao động, tuyển dụng, học tập, sức khỏe l.c tham gia vào kinh tế (theo ADB, 2005) Thêm vào đó, “Chiến dịch Quốc gia om Bình đẳng giới 2011 – 2020” chấp thuận năm 2010 với mục tiêu đẩy an Lu mạnh tham gia phụ nữ vào vai trò lãnh đạo quản lý (theo World Bank, số bình đẳng giới đánh giá tốt so sánh với quốc gia việc làm giảm trở ngại liên quan đến giới tính mơi trường kinh doanh ey đầu người (theo World Bank, 2011) Việt Nam có tiến đáng kể t re Đông Nam Á khác mức tương đương, chí cao hơn, GDP bình qn n va 2011) Thơng qua nỗ lực hồn thiện vấn đề bình đẳng giới, Việt Nam đạt 64 cho doanh nhân nữ (UNIDO, 2010) Chính vậy, tham gia nữ t to vào HĐQT trước nhận phản ứng tiêu cực từ chủ sở hữu, ng nhà đầu tư… Từ làm giảm giá trị doanh nghiệp Tuy nhiên nay, Việt Nam hi ep đạt mức bình đẳng giới cao, nhận thức bên liên quan đến doanh nghiệp chủ sở hữu, nhà đầu tư, đối tác kinh doanh… tham gia nữ w giới HĐQT thay đổi, bình đẳng nam giới n lo ad Ngoài ra, nữ giới tham gia vào HĐQT quyền định vấn đề y th phụ thuộc thành viên khác HĐQT nên hạn chế ảnh hưởng nữ ju yi giới đến giá trị doanh nghiệp Vai trị lãnh đạo có tầm quan trọng hàng đầu pl cấu tổ chức họ đại diện cho tổ chức tính hợp pháp quyền lực Mặc dù al n ua chắn vai trò giới tính có ảnh hưởng đến hành vi quản trị, tác động hạn va chế vai trò lãnh đạo khiến khác biệt nữ giới nam giới, n người vai trị, khó nới rộng làm giảm ảnh fu ll hưởng nữ giới đến giá trị doanh nghiệp Mặt khác, tính cách nữ giới m oi làm cho giám đốc nữ có khuynh hướng chọn vào ngành hoạt động ổn định nh at thay ngành nhiều rủi ro… Do đó, nghiên cứu tổng thể doanh nghiệp z mà khơng có phân loại doanh nghiệp theo tính chất ổn định bền vững z jm ht vb ngành… làm cho kết nghiên cứu nhiều hạn chế Thêm với nghiên cứu Tuan Nguyen, Stuart Locke Krishna Reddy k gm (2012) kết luận qua năm, mức ảnh hưởng giới tính đến giá trị l.c doanh nghiệp giảm Điều chứng tỏ Việt Nam, nhà quản trị nữ om năm 2011 – 2015 dần trở nên cân có hiệu hoạt động Đây nghiên cứu ey HĐQT khơng ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp Hay nói t re Bài nghiên cứu cho thấy việc có hay khơng bình đẳng giới thành phần n va 5.3 Đóng góp nghiên cứu an Lu lý để giải thích cho kết nghiên cứu 65 cách khác viết đưa kết luận việc quản trị nam nữ làm t to tăng giá trị công ty nhau, giá trị doanh nghiệp khơng phụ thuộc vào giới ng tính thành viên ban điều hành Vì thay lấy tiêu chí để cân nhắc đưa hi ep người vào HĐQT cơng ty giới tính, doanh nghiệp nên dựa vào tiêu khác học vấn, trình độ, kinh nghiệm, thành tích… Điều mở w cánh cửa cho nhà quản trị nữ có đủ lực tham gia vào HĐQT n lo doanh nghiệp mà không bị cân nhắc trước ad y th Ngoài ra, nghiên cứu đưa khuyến cáo việc cân giới không ju yi ảnh hưởng đến giá trị doanh nghiệp theo vấn đề đạo đức xu hướng bình pl đẳng giới hồn tồn đề cập phần lý thuyết doanh nghiệp, phủ al n va đa dạng giới n ua nên đưa sách giới tính cơng ty để đảm bảo có cân ll fu 5.4 Thảo luận thêm m oi Bài nghiên cứu phân tích cấu trúc giới tính tham gia vào HĐQT ảnh hưởng nh at đến giá trị doanh nghiệp mà chưa nghiên cứu sâu vào tỷ lệ thành viên nữ giữ vị trí z quản lý chủ chốt doanh nghiệp Ngoài ra, số biến đưa vào mơ hình z ht vb để thấy rõ ảnh hưởng nữ giới đến giá trị doanh nghiệp như: tuổi đời bình jm quân, trình độ chuyên môn thành viên nữ HĐQT… Mặt khác, k nghiên cứu chưa xem xét nhân tố tác động đến tỷ lệ thành viên nữ gm HĐQT, cần có nghiên cứu sâu vấn đề để làm rõ mối l.c quan hệ hai chiều đa dạng giới tính HĐQT giá trị doanh nghiệp om an Lu Bài nghiên cứu chưa nghiên cứu riêng ngành, đặc thù công ty để đưa kết luận việc có hay không ảnh hưởng nhân tố đến vấn ey t re nghiên cứu sâu vấn đề ngành, nghề doanh nghiệp n va đề đa dạng giới HĐQT ngược lại Đây hướng để có TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng Adams, R., & Ferreira, D (2009) Women in the boardroom and their impact hi ep on governance and performance Journal of Financial Economics, 94(2), 291- 309 w n Adler, R D 2001, ‘Women in the Executive Suite Correlate to High Profits’, lo ad Glass ceiling Research Center, http://glass-ceiling.com/InTheNewsFolder/ y th HBRArticlePrintablePage.html ju and Gender pl Sex? J yi Andreoni, L Vesterlund: Differences 2001, in ‘Which Altruism’, is The the Fair Quarterly al n ua Journal of Economics 116, 293–312 va Balatbat, M C A., Taylor, S L., & Walter, T S (2004) Corporate n governance, insider ownership and operating performance of Australian initial fu ll public offerings Accounting & Finance, 44(3), 299-328 m oi Bass, B M 1990, Bass & Stogdill’s handbook of leadership: Theory, nh research, and managerial applications (3rd ed.) New York: Free Press at z Berle, A A., Means, G C 1932 The Modern Corporation and Private z vb Property MacMillan ht Burkart, M., Gromb, D and Panunzi, F (1997), “Large shareholders, jm k monitoring, and the value of the firm” The Quarterly Journal of Economics, gm 112(3), 693-728 generations” American Sociological Review, 35(4), 710-718 om l.c Carlson, R., Karlsson, K (1970), “Age, cohorts, and the generation of a Lu Carter, D A., D'Souza, F., Simkins, B J., & Simpson, W G (2010) The n y te re 18(5), 396-414 va financial performance Corporate Governance: An International Review, n gender and ethnic diversity of US boards and board committees and firm 10 Child, J (1975), “Managerial and Organizational Factors Associated with t to Company Performance - Part II A Contingency Analysis” Journal of ng Management Studies, 12, 12-27 hi ep 11 Daily, C., M., Dalton, D., R and Cannella, A., A (2003), “Corporate Governance: Decades of Dialogue and Data” The Academy of Management w n Review, 28(3), 371-382 lo ad 12 Diekman, A B., & Eagly, A H 2000, Stereotypes as dynamic constructs: y th Women and men of the past, present, and future Personality and Social ju Psychology Bulletin, 26, 1171–1188 yi pl 13 Duc Hong Vo and Tri Minh Nguyen: 2014, ‘The Impact of Corporate ua al Governance on Firm Performance: Empirical Study in Vietnam’ International n Journal of Economics and Finance; Vol.6, No.6 va n 14 Dutta, P and Bose, S (2006), “Gender Diversity in the Boardroom and ll fu Financial Performance of Commercial Banks: Evidence from Bangladesh” m oi The Cost and Management, 34(6), 70- 74 C and An Mosakowski: Empirical 2000, Test ht Cultures: E vb Team P ‘Creating z 16 Earley, z interpretation Hillsdale, NJ: Erlbaum at nh 15 Eagly, A H 1987, Sex differences in social behavior: A social-role of Hybrid Transnational jm k Team Functioning’, Academy of Management Journal 43, 26–49 gm 17 Erhardt, N L., Werbel, J D & Shrader, C B (2003) Board of Director l.c Diversity and Firm Financial Performance om 18 European Union (2010) EU Mulls Gender Quotas on Company Boards a Lu Available at http://www.euractiv.com/en/enterprise-jobs/eu-mulls-genderF and M C Jensen: 1983, ‘Separation of competitive industries? Journal of Financial Economics, 95(3), 312-331 y 20 Giroud, X., & Mueller, H M (2010) Does corporate governance matter in te re Ownership and Control’, Journal of Law and Economics 26, 301–325 n E va 19 Fama, n quotas-company-boards-news-496351 21 Grosvold, J., & Brammer, S (2011) National institutional systems as t to antecedents of female board representation: An empirical study Corporate ng Governance: An International Review, 19(2), 116-135 hi ep 22 Harrison, D A Difference? and K J Diversity Klein: 2007, Constructs ‘What’s as the Separation, w n Variety, or Disparity in Organizations’, Academy of Management Review lo ad (forthcoming) and y th 23 Heidrick Struggles: 2007, ‘Corporate Governance in ju Europe: 2007 Report’, Paris yi pl 24 Jensen, M C., Meckling, W H 1976 "Theory of the firm: Managerial ua al Behavior, Agency Cost and Ownership Structure." Journal of Financial n Economics, 3, 305-360 va n 25 Kenneth R Ahern & Amy K Dittmar, 2012 "The Changing of the Boards: fu ll The Impact on Firm Valuation of Mandated Female Board Representation," m Quarterly Journal oi The at nh of Economics, Oxford University Press, vol 127(1), pages 137-197 z 26 Kevin Campbell and Antonio Mínguez-Vera: 2007, ‘Gender Diversity in the z Boardroom and Firm Financial Performance’ Journal of Business Ethics vb ht (2008) jm k 27 Klein, A (1998) Firm Performance and Board Committee Structure Journal gm of Law and Economics, 41, 275-299 om teams Journal of Business Research, 58, 1712–1720 l.c 28 Krishnan, H A., & Park, D 2005, A few good women on top management a Lu 29 Kristín Hanna Bjarnadóttir and PhD Jan Bartholdy: 2013, ‘Gender Diversity n in Boardroom Does it matter for firm’s financial performance? Evidence from va n Denmark and Norway’ American Journal Finance, 28, 347-357 of Economics and y inverse U-shaped relationship between pay and performance? The North te re 30 Kuo, H C., Lin, D., Lien, D., Wang, L H., & Yeh, L J (2014) Is there an 31 Lau, D C t to Diversity ng of and and J K Murnighan: Faultlines: Organizational The Groups’, 1998, ‘Demographic Compositional Academy Dynamics of Management hi ep Review 23, 325–340 32 Lau, D.C & Murnighan, J.K (1998) Demographic Diversity and Faultlines: w n The Compositional Dynamics of Organizational Groups The Academy of lo ad Management Review 23(2), 325-340 y th 33 Lee, P M and James, E H 2007, “She-e-os: Gender effects and investor ju reactions to the announcements of top executive appointments”, Strategic yi pl Management Journal, Vol 28(3), pp 227–41 E and S ua al 34 Lindenberg, Ross: 1981, ‘Tobin’s q Ratio and n Industrial Organization’, Journal of Business 54(1), 1–32 va n 35 Lipton, M and Lorsch, J., W (1992), “A modest proposal for improved ll fu corporate governance” Business Lawyer, 48(1), 59-77 m oi 36 Martell, R F., Lane, D M., & Emrich, C G 1996, Male-female differences: A at nh computer simulation American Psychologist, 51, 157-158 z 37 McKinsey&Company 2007, Women Matter: Gender diversity, a corporate z and of Wernerfelt: Focus in 1988, ‘Tobin’s Firm and gm American Economic Review 78(1), 246–250 q Performance’, k Importance B jm the C ht 38 Montgomery, vb performance driver l.c 39 OECD (2006) Implementing the White Paper on corporate governance in C.: 2007, ‘Does Performance? Governance: An International Danish Review Evidence’, 15(2), are OverRepresented in Precarious Leadership Positions, British Journal of Management, vol 16, no 2, 81-90 y 41 Ryan, M.K., and Haslam, S.A 2005, The Glass Cliff: Evidence that Women te re 404–413 n Corporate The Representation va Firm Board n Influence Female a Lu 40 Rose, om Asia Paris, France: OECD Publishing 42 Smith, t to Top N., V Smith Management ng Study of 2,500 and M Verner: 2006, ‘Do Affect Firm Performance? Danish Firms’, International Women A in Panel Journal of hi ep Productivity and Performance Management 55, 569–593 43 Sussmuth-Dyckerhoff, C., Wang, J., & Chen, J (2012) Women matter: An w n Asian perspective Washington DC., USA: McKinsey & Co lo ad 44 Tuan Nguyen, Stuart Locke and Krishna Reddy: 2012, ‘Does Boardroom ju y th Gender Diversity matter? Evidence from a traditional economy’ 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