Tiểu luận nhóm môn kinh tế lượng tài chính phân tích mối quan hệ giữ a quyền lự c của ceovà mức độ chấp nhận rủi ro của doanh nghiệp

  BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO  ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH  TIỂU LUẬN NHĨM  MƠN KINH TẾ LƯỢNG TÀI CHÍNH   Phân tích mối quan hệ giữ a quyền lự c CEO mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp Lớ p học phần: 23D1FIN50500412 Giảng viên hướ ng dẫn: ThS Huỳnh Ngọc Quang Anh  Danh sách thành viên Nhóm 5: Lê Hồng Trà My –  31211024661 - 21 Võ Thị Lê Na –  31201022453 - 22 Đinh Ngọc Khánh Ngân –  31211021349 - 23 Đỗ Trung Nghĩa - 31201022504 - 24 Nguyễn Hiếu Nghĩa –  31211025653 - 25  TP. Hồ Chí Minh, tháng năm 2023    PHẦN 1: ĐẶT VẤN ĐỀ   Giám đốc điều hành kiêm nhiệm (CEO Duality) thuật ngữ đề cập đến việc cá nhân đồng thời nắm giữ hai vị trí quan trọng cơng ty giám đốc điều hành chủ tịch hội đồng quản trị (Rechner & Dalton, 1991) Có nhiều câu hỏi đặt rằng, liệu việc giám đốc điều hành có nên kiêm nhiệm kép vị trí Chủ tịch hội đồng quản trị hay để người khác đảm nhiệm vị trí (Daily & Dalton, 1997) mối quan tâm Hội đồng quản trị việc kiêm nhiệm kép xảy công ty làm giảm hiệu suất hoạt  động suy giảm hiệu quản trị công ty Finkelstein, Hambrick and Cannella (2009) lưu ý “việc CEO kiêm nhiệm nguyên nhân dẫn đến tranh cãi thảo luận công khai quản trị cơng ty” Theo góc độ lý thuyết đại diện, việc cá nhân kiêm nhiệm hai vị trí quan trọng cơng ty làm hiệu việc quản lý kiểm sốt cơng ty Tuy nhiên, đứng góc độ lý thuyết tổ chức, Boyd (1995) lại nhận thấy “việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch hội đồng quản trị  có tác động đáng kể đến việc tổ chức, điều hành cai quản công ty”.  Phần lớn nghiên cứu trước tập trung chủ yếu vào mối quan hệ Giám đốc điều hành kiêm nhiệm hiệu hoạt động công ty - yếu tố quan trọng bậc xem xét   đến tình hình cơng ty (Kang & Zardkoohi, 2005) Dường hầu hết nghiên cứu kết luận rằng, tính kiêm nhiệm giúp củng cố quyền lực giám đốc điều hành làm suy yếu giám sát hội đồng quản trị, ngược lại, không kiêm nhiệm đồng thời hai vị trí CEO Chủ tịch HĐQT giúp tăng sức ảnh hưởng kiểm soát Hội đồng quản trị đồng thời giảm quyền lực CEO (Finkelstein et al., 2009) Bởi xung đột quyền giám sát quyền lực thực thi, nhiều nhà nghiên cứu ủng hộ lý thuyết đại diện tác động tiêu cực CEO kiêm nhiệm hiệu hoạt động công ty (Jensen, 1993)   Dù vậy, đến chưa thực có nhiều nghiên cứu đề cập đến tác động v trò giám đốc điều hành kiêm Chủ tịch HĐQT tới nhân tố quản trị chiến lược xu hướng chấp nhận rủi ro nhà quản trị Đồng thời, có chứng việc hai vị trí quyền lực công ty nắm giữ người tác động đến chủ đích cá nhân thúc đẩy hành vi chấp nhận dự án có mức độ rủi ro cao hay khơng Vì thế, nhóm tác giả tiến hành nghiên cứu để xem xét việc việc liệu CEO kiêm nhiệm Chủ HĐQT với quyền lực mạnh mẽ có tác động đến mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghi ệp   PHẦN 2: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ XÂY DỰNG GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU   STT Tiêu đề báo    power on banks’ risk-taking: stable versus crisis periods The Relationship Between Board of Phương Năm pháp Mẫu thử nghiệm xuất nghiên đối tượng nghiên cứu   bản  cứu  Saeed Akbar Buthiena Board structure and Kharabsheh Phân tích corporate risk taking in the Jannine Poletti2017 liệu UK financial sector Hughes thống kê  Syed Zulfiqar Ali Shah The impact of board characteristics and CEO Tác giả  Directors’Characteristics and Bank Risk-Taking: Evidence fromEgyptian Banking Sector Dựa liệu dạng  bảng tất công ty niêm yết lĩnh vực tài Anh   Kết nghiên cứu   Sự diện giám đốc khơng điều hành CEO có quyền lực hội đồng quản trị công ty làm giảm hành vi chấp nhận rủi ro công ty cơng ty tài Mối quan hệ tiêu cực giải thích bối cảnh lý thuyết đại diện, nhà quản lý coi khơng thích rủi ro rủi ro uy tín việc làm Do đó, tập trung quyền lực gia tăng dự kiến làm tăng hành vi ngại rủi ro giám đốc Tuy nhiên, phát không cho thấy tác động đáng kể quy mô hội đồng quản trị việc chấp nhận rủi ro công ty cơng ty tài   Catarina Fernandes Jorge Farinha Francisco Vitorino Martins Cesario Mateus Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập, quy mô HĐQT quy n lực Giám đ c u hành (CEO) ảnh hưởng tiêu cực đến việc chấp nhận rủi ro ngân hàng khủng hoảng tài gần Ngược lại, Mẫu 72 ngân hàng Phân tích quyền sở hữu cổ đông tổ chức diện cựu CEO với tư cách Chủ tịch ảnh hưởng tích châu Âu niêm yết cơng 2021 liệu cực đến việc chấp nhận rủi ro ngân hàng Ngoài ra,trong giai đoạn t rước khủng hoảng, có độc lập khai giai đoạn ổn thống kê  hội đồng quản trị quyền sở hữu tổ chức có tác động rủi ro quyền định khủng hoảng  lực CEO khơng có ảnh hưởng tồn cựu CEO với tư cách Chủ tịch làm giảm khả chấp nhận rủi ro ngân hàng   Mohamed Galal Abobakr Khairy Elgiziry Quy mơ HĐQT có ý nghĩa dương với ba thước đo rủi ro Giám đốc khơng điều hành có tương quan nghịch Mẫu 27 ngân hàng đáng kể với rủi ro khả toán rủi ro khoản Tính hai mặt CEO tìm thấy hoạt động Ai Cập với 2017 liệu có ý nghĩa tích cực với rủi ro tín dụng Hội đồng quản trị nữ có ý nghĩa âm với rủi ro khả liệu khoảng thời thống kê  toán rủi ro khoản, có ý nghĩa dương với rủi ro tín dụng Trình độ hội đồng quản trị gian năm từ 2006– 2011 không ảnh hưởng đến ba thước đo rủi ro   Yan Zhao Environmental, Social and Ehsan Elahi Governance Performance: Zainab Khalid Analysis of CEO Power Xuegang Sun and Corporate Risk Fang Sun Phân tích Một mẫu doanh Hiệu suất ESG tốt làm giảm rủi ro công ty Mối quan hệ tiêu cực hiệu suất ESG Phân tích nghiệp niêm yết hạng A công ty mạnh công ty có quyền lực CEO lớn Mối liên kết yếu công ty 2023 liệu Trung Quốc từ năm thuộc sở hữu nhà nước mạnh cơng ty có tỷ lệ nắm giữ nhà đầu tư tổ chức thấp thống kê  2011 đến 2018  Hơn nữa, hiệu suất ESG chủ yếu ảnh hưởng đến rủi ro doanh nghiệp thông qua ba kênh: danh tiếng công   ty, minh bạch thơng tin ki m sốt nội Nói chung, cơng ty có hiệu su t ESG t t có nhi u khả có khung quản lý rủi ro hợp lý   Sử dụng m u 1502 công ty Trung Quốc niêm yết 2018 liệu TTCK Thượng Hải thống kê  Thâm Quyến giai đoạn 2008-2013 Journal of Financial Economic Policy: CEO  power, corporate risk taking and role of large shareholders Zahid Irshad Board composition and Younas Phân tích corporate risk-taking: a Christian Klein 2019 liệu review of listed firms from Thorsten Trabert thống kê  Germany and the USA Bernhard Zwergel Ceo power and risktaking: The moderating role of independent  boards, CEO compensation and institutional ownership Strong boards, CEO power Shams Pathan and bank risk-taking Junaid Haider Hong-Xing Fang Diniesha Devarajan Chai Aun Ooi Sze Ying Loo Say Keat Ooi Phân tích Quyền lực CEO có quan hệ tỷ lệ nghịch với việc chấp nhận rủi ro công ty theo rủi ro tổng thể rủi ro đặc thù Thứ hai, diện cổ đông lớn ảnh hưởng đáng kể đến mối quan hệ này, không làm thay đổi mối quan hệ tiêu cực quyền lực CEO việc chấp nhận rủi ro công ty Cuối cùng, mối quan hệ quyền lực CEO mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp khác doanh nghiệp nhà nước doanh nghiệp ngồi nhà nước   Các cơng ty niêm y t từ Đức Hoa Kỳ từ 2004 Sự gia tăng tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có liên quan đến việc doanh nghiệp chấp nhận rủi ro đến 2015 dựa liệu  Những tác động mạnh công ty Đức Cuối cùng, ảnh hưởng quy mô hội đồng quản trị từ Thomson Reuters Data hiệu ủy ban kiểm toán (AUCE) việc chấp nhận rủi ro có nhiều kết khác   Stream Dựa mẫu gồm 362 Quyền lực CEO có quan hệ ngược chiều với việc chấp nhận rủi ro Thù lao CEO quyền sở hữu Phân tích cơng ty giao dịch cơng tổ chức điều chỉnh tích cực mối quan hệ quyền lực CEO việc chấp nhận rủi ro nhà quản 2022 liệu khai Malaysia lý Trong đó, khơng có tác động kiểm duyệt đáng kể độc lập hội đồng quản trị quan thống kê  sát giai đoạn 2013-2019 Sử dụng m u g m 212 HĐQT ngân hàng mạnh (hội đồng quản trị phản ánh nhiều lợi ích cổ đơng ngân hàng) đặc biệt hội đồng quản trị nhỏ hạn chế ảnh hưởng tích cực đến việc chấp nhận rủi ro ngân hàng Ngược hàng lớn Hoa Kỳ lại, quyền lực CEO (khả CEO kiểm soát định hội đồng quản trị) ảnh hưởng tiêu cực đến thống kê  giai đoạn 1997–  việc chấp nhận rủi ro ngân hàng   Phân tích công ty nắm giữ ngân 2009 liệu 2004 (1534 quan sát) Các nhà quản lý có lực cao nhà quản lý có lực th p có tác động trái ngược đ i với hành vi công ty giá trị công ty Các nhà quản lý có lực cao sẵn sàng chấp nhận rủi ro Phân tích nhà quản lý có lực thấp khơng chấp nhận rủi ro Các nhà quản lý có lực cao cắt giảm chi tiêu Compustat khoảng 2017 liệu vốn chi nhiều đáng kể cho dự án R&D; nhà quản lý có lực thấp giảm đáng kể thời gian từ 1980 đến thống kê  chi phí vốn chi phí R&D Kh ả quản lý có quan hệ ngược chiều với địn bẩy cơng ty Ngồi ra, 2014 nhà quản lý có năng lực cao có liên quan đến việc tăng giá trị cơng ty nhà quản lý có lực thấp có liên quan đến việc giảm giá trị cơng ty   Các Managerial ability and frm Kenneth Yung risk-taking behavior Chen Chen công ty   Rủi ro nhân tố quan trọng cần xét đến nhà quản lý đưa sách quản trị chiến lược quản lý (Ruefli, Collins & Lacugna, 1999) Những tác giả ủng hộ lý thuyết đại diện cho nhà quản trị công ty thường e ngại rủi ro và cổ đơng cơng ty trung lập rủi ro (Beatty & Zajac, 1994) Nghĩa là, trái với mong đợi, nhà quản trị thông thường dự phải lựa chọn dự án mang tính chất rủi ro cao, tương ứng với mức độ chấp nhận rủi ro hạn chế Các nhà quản trị quan tâm đến rủi ro công ty gánh chịu mức độ thiệt hại công ty việc tối đa hóa lợi ích cổ đơng Vì vậy, nhà quản trị ưu tiên cho tồn lâu dài ổn định doanh nghiệp cao so với việc tối đa hóa giá trị cơng ty (Baysinger & Hoskisson, 1989)  Nhìn chung, nhà quản trị có xu hướng e ngại với dự án rủi ro họ muốn đảm bảo dịng thu nhập ổn định trì hoạt động kinh doanh doanh nghiệp diễn sn sẻ, bình thường   Kiêm nhiệm đồng nghĩa với việc cá nhân lúc nắm giữ hai vị trí coi quyền lực hội đồng quản trị cơng ty, vị trí Giám đốc điều hành (CEO) Chủ tịch HĐQT Theo lý thuyết đại diện, việc kiêm nhiệm khiến cho quyền lực Giám đốc điều hành (CEO) ngày mạnh hội đồng quản trị khó giám sát quyền lực CEO Jensen (1993) lập luận “việc CEO kiêm nhiệm vị trí Chủ tịch HĐQT thúc đẩy hành vi tư lợi cá nhân, cản trở việc giám sát hội đồng quản trị tác động tiêu cực đến cổ đông” Các CEO quyền lực kỳ vọng theo đuổi dự án, chiến lược có lợi cho thân họ, dù dự án, chiến lược dự báo có rủi ro cao Nghiên cứu Lewellyn (2012) lẫn Altunbas et al (2020) sử dụng mẫu nghiên cứu 74 công ty với nửa công ty nợ chuẩn ngân hàng Mỹ, cho thấy “các CEO quyền lực cao liên quan mạnh mẽ đến việc chấp nhận rủi ro mà đối tượng khác né tránh” Bassem (2012) mối quan hệ chiều việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch với khả chấp nhận rủi ro ngân hàng, quyền lực CEO làm giảm khả kiểm soát giám sát thành viên lại hội đồng quản trị    Ngược lại, Kim and Buchanan (2008) đưa chứng thực nghiệm công ty lớn Hoa Kỳ năm 2002 có CEO kiêm Chủ tịch  HĐQT có mức độ chấp nhận rủi ro thấp đáng kể Cùng quan điểm trên, Pathan (2009) quán việc CEO kiêm nhiệm cố gắng  bằng nhiều cách để giảm rủi ro cho ngân hàng tương tự cơng ty thuộc nhóm ngành tài Mỹ (Akbar et al., 2017) Có thể thấy rằng, tính chất hai vị trí CEO Chủ tịch HĐQT khác dẫn đến lo ngại xung đột chế quản lý, dẫn đến c ác CEO kiêm nhiệm đưa định có suy xét rủi ro (Demsetz & Lehn, 1985) Ngoài ra, việc nắm giữ lúc hai vị trí quan trọng, chế độ lương thưởng cao, danh tiếng đặc quyền khác dẫn đến CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT có động để để liều lĩnh chấp   nhận dự án đem lại cho họ mức độ rủi ro cao Do đó, nhóm tác giả định xây dựng giả thuyết phát biểu sau: 1 :  CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT có tác động tiêu cực đến mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp   PHẦN 3: DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU   3.1 Mơ hình nghiên cứu  Nhóm tác giả sử dụng mơ hình để phân tích mối quan hệ quyền lực CEO lợi nhuận hoạt động kinh doanh doanh nghiệp:   ROA_sdit = α 0  + β2CEO_dit + β3ROAit  + β4FSIZEit +  β5LEVit  + β5MTBit + β6NONit  + β7BSIZEit + εit  Mơ hình nhóm tác giả áp dụng dựa liệu bảng cân (strongly balanced) cho mẫu bao gồm 5988 quan sát (499 doanh nghiệp)   Trong đó:  • ROA_sd it: Trung bình trượt độ lệch chuẩn tỷ lệ lợi nhuận ròng tổng tài sản i năm t • CEO_d it: CEO kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT  • ROAit : Tỷ suất sinh lời tài sản i năm t   • FSIZEit : Quy mơ doanh nghiệp i năm t   • LEVit : Tỷ số nợ vốn chủ sở hữu doanh nghiệp i năm t   • MTBit : Tỷ số giá trị thị trường VCSH giá trị sổ sách VC SH doanh nghiệp i năm t   •  NONit : Tỷ số số lượng thành viên không điều hành HĐQT số lượng thành viên HĐQT doanh nghiệp i năm t   • BSIZEit : Số lượng thành viên HĐQT doanh nghiệp i năm t   Giám đốc điều hành kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT (CEO Duality)   Biến độc lập Giám đốc điều hành kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT (CEO_d) mã hóa nhận giá trị cơng ty có Giám đốc điều hành kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT nhận giá trị trường hợp lại Dù Coles & Hesterly (2000) xây dựng phương pháp đo lường dựa việc xem xét liệu trước kiêm nhiệm đồng thời hai vị trí, giám đốc điều hành có làm việc có mối liên hệ hay khơng Nhưng thực tế, nhóm tác giả thấy phần lớn CEO kiêm chủ tịch HĐQT tham gia trực tiếp gián tiếp vào hoạt động doanh nghiệp, nên phương pháp gán số liệu nhóm tác giả hợp lý     Mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp (Risk -taking) Để đo lường mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp, nhóm sử dụng thước độ lệch chuẩn Lợi nhuận tổng tài sản () Dựa vào nghiên cứu trước đây của Faccio et al., (2011) , nhóm tác giả tính tốn biến phụ thuộc ROA_sd cách lấy  trung bình trượt    giới hạn khoảng thời gian năm tiếp diễn tới năm cuối cùng, sử dụng cho công ty riêng biệt. Cách tiếp cận đánh giá dự án rủi ro mà cơng ty thực mà cịn đánh giá rủi ro xuất có liên quan đến việc sử dụng địn bẩy tài cấu trúc vốn doanh nghiệp    Nhóm tác giả sử dụng biến giá trị doanh nghiệp (ROA), quy mô doanh nghiệp (FSIZE), tỷ lệ địn bẩy tài (LEV), tỷ số giá trị thị trường VCSH với giá trị sổ sách VCSH (MTB), tỷ số số lượng thành viên không điều hành HĐQT (NON) số lượng thành viên hội đồng quản trị làm biến kiểm sốt 3.2 Mơ tả liệu gốc   Bài nghiên cứu thực Việt Nam dựa bảng liệu 499 doanh nghiệp Việt Nam lấy từ stoxplus.com theo báo cáo tài báo cáo quản trị doanh nghiệp Việt Nam giai đoạn 2008 -2019  Những doanh nghiệp mẫu quan sát chọn sàng lọc theo số yêu cầu, đảm bảo hoạt động liên tục năm giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2019 Dưới bảng mơ tả biến mơ hình mà nhóm tác giả nghiên cứu   Định nghĩa  Cách tính Dấu kỳ vọng  Nguồn  Biến phụ thuộc  ROA_sd Trung bình trượt độ lệch chuẩn ROA  (Yung & Chen, 2017) Biến độc lập  CEO_d Biến giả mang giá trị CEO kiêm nhiệm Chủ trường hợp CEO kiêm tịch HĐQT  nhiệm chủ tịch HĐQT, trường hợp khác  - (Fernandes, Farinha, Martins, & Mateus , 2021) Biến kiểm soát  ROA Tỷ suất sinh lời Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài tài sản  sản  (Younas, Klein, Trabert, & Zwergel , 2019)   FSIZE (Younas, Klein, Trabert, & Zwergel, 2019) Quy mô doanh nghiệp   ln(Tổng tài sản)  Tỷ lệ địn bẩy tài LEV Tổng nợ phải trả/Tổng tài sản  (Yung & Chen, 2017) MTB Tỷ số giá trị thị trường Giá trị thị trường VCSH/Giá VCSH với giá trị trị sổ sách VCSH  sổ sách VCSH   (Devarajan, Ooi, Loo, & Ooi, 2022)  NON Tỷ số số lượng thành Số lượng thành viên không viên không điều hành điều hành HĐQT/Số HĐQT  lượng thành viên HĐQT   (Abobakr & Elgiziry, 2017) BSIZE Quy mô HĐQT   ln(Số lượng thành viên HĐQT)  (Akbar, Kharabsheh, Poletti-Hughes, & Shah, 2017) Bảng 3.2 Mô tả biến mơ hình   3.3 Thống kê mơ tả biến   Dùng lệnh SUM Stata để mơ tả số quan sát, trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, lớn nhất, biến mơ hình Variable Obs Mean Std Dev Min Max ROA_sd 5,4810 0.0305 0.0477 0.0000 0.9861 CEO_d 5,7170 0.3112 0.4630 0.0000 1.0000 ROA 5,9720 0.0616 0.0869 -1.6933 0.7837 FSIZE 5,9720 27.0018 1.5298 21.8736 33.6318 LEV 5,9720 0.5056 0.2216 0.0006 2.0306 MTB 5,4860 1.0737 0.9680 -1.3002 35.4383 NON 5,7160 0.6393 0.1802 0.0000 1.0000 BSIZE 5,7160 1.6800 0.1902 0.6931 2.3979 Bảng 3.3.1 Thống kê mơ tả biến tồn mẫu nghiên cứu   Thống kê mô tả phương pháp liên quan đến việc thu thập số liệu, tóm tắt, trình bày, tính tốn mơ tả đặc trưng khác để phản ánh tổng quát đối tượng nghiên cứu Từ  bảng 3.2, nhóm tác giả nhận thấy rằng, biến phụ thuộc ROA_sd phản ánh mức độ chấp nhận rủi ro mẫu quan sát có giá trị trung bình 3% Mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp biến động lớn doanh nghiệp với nhau, từ mức đến 98,6%   Biến kiểm sốt ROA phản ánh giá trị cơng ty có giá trị trung bình 6% Trong có doanh nghiệp có ROA âm, chứng tỏ doanh nghiệp bị thua lỗ gây việc sử dụng tài sản chưa hiệu có doanh nghiệp mang giá trị ROA lên đến 78.4% Quy mô công ty phản ánh giá trị công ty mẫu quan sát có giá trị trung bình 27 Doanh nghiệp có giá trị quy mơ cơng ty thấp 21.87 cao 33.63 Tỷ lệ địn bẩy tài có giá trị trung bình 50% có cách biệt lớn với giá trị nhỏ ghi nhận mức 0.058% Đối với tỷ lệ giá trị thị trường giá trị sổ sách có giá trị trung bình 1.07 độ lệch chuẩn 0.968 Tỷ lệ số thành viên không hội đồng quản trị tổng số thành viên hội đồng quản trị có giá trị trung bình 64% độ lệch chuẩn 0.18 Quy mơ hội đồng quản  trị có giá trị trung bình 1.68 độ lệch chuẩn 0.19 CEO_d Freq Percent Cum 3,938 68.88 68.88 1,779 31.12 100 Total 5,717 100 Bảng 3.3.2 Thống kê biến CEO_d  Từ bảng 3.3, cho thấy có ⅔ doanh nghiệp có CEO không kiêm nhiệm chủ tịch Điều đặt vấn đề tỷ lệ CEO kiêm nhiệm chủ tịch mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp 3.4 Kiểm định sự  tương quan giữ a biến ROA_sd CEO_d ROA FSIZE LEV MTB  NON BSIZE ROA_sd 0.0239 0.0794 -0.1493 0.0000 -0.0854 0.0000 -0.1323 0.0000 0.0871 0.0000 0.0464 0.0000 -0.0283 0.0372 CEO_d ROA FSIZE LEV MTB NON BSIZE 0.0021 0.8753 -0.0986 0.0000 0.0028 0.8315 -0.0279 0.0393 -0.3452 0.0000 -0.0052 0.6964 -0.0732 0.0000 -0.3969 0.0000 0.3347 0.0000 0.0258 0.0512 0.0565 0.0000 0.3167 0.0000 0.1076 0.0000 0.0478 0.0003 0.2534 0.0000 -0.0957 0.0000 -0.1838 0.0000 -0.0367 0.0055 0.0711 0.0000 0.1014 0.0000 0.0716 0.0000 Bảng 3.4 Ma trận tương quan biến mơ hình     Khi phân tích mối tương quan biến độc lập mơ hình, nhóm tác giả xem xét đến giá trị tuyệt đối hệ số tương quan, giá trị tiến gần đến chứng tỏ cặp biến có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ với nhau, gây nên tượng đa cộng tuyến Từ bảng 3.4, nhóm tác giả thấy giá trị tuyệt đối hệ số tương quan cặp biến nhỏ 0.5 (giá trị lớn 0.3969 cặp biến ROA LEV), qua đó, đưa kết luận biến sử dụng mơ hình hồn tồn phù hợp Mơ hình hồi quy,  kiểm định phân tích kết quả  4.1 Mơ hình hồi quy gộp (Pooled OLS)   4.1.1 Tiến hành hồi quy OLS    Number of obs = 5.218 Source SS df MS Model 1.31573949 0.187962785 Residual 10.6948089 5,210 0.002052746 Total 12.0105484 5,217 0.002302194 F(7, 5210) = 91.57 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.1095 Adj R-squared = 0.1084 ROA_sd Root MSE =0.04531 Coef Std Err t P>| t | [95% Conf Interval] 0.0030427 0.001461 2.08 0.037 0.0001785 0.0059069 ROA -0.1821812 0.008362 -21.79 0.000 -0.1985743 -0.1657882 FSIZE -0.0009668 0.0004616 -2.09 0.036 -0.0018719 -0.0000618 BSIZE -0.0073931 0.0034374 -2.15 0.032 -0.0141319 -0.0006543  NON 0.0036235 0.00382 0.95 0.343 -0.0038653 0.0111124 LEV -0.051798 0.0034154 -15.17 0.000 -0.0584936 -0.0451023 MTB 0.008836 0.0006884 12.84 0.000 0.0074864 0.0101856  _cons 0.093063 0.0119381 7.80 0.000 0.0696593 0.1164667 CEOkiêmnhiệmChủ tịchHĐQT  Bảng 4.1.1 Bảng kết mơ hình hồi quy gộp (Pooled OLS)   Mơ hình hồi quy OLS (Ordinary Least Squares) phương pháp phổ biến để đo lường mối quan hệ biến phụ thuộc biến độc lập Dựa theo mơ hình OLS trình bày trên, nhóm tác giả tiến hành xem xét đánh giá mối quan hệ biến phụ thuộc (ROA_sd) biến độc lập tương ứng với mức ý nghĩa 1%; 5% 10% 10   • Với mức ý nghĩa 1% biến ROA, LEV MTB có giá trị p -value < 0.01 hay ROA, LEV MTB có ý nghĩa thống kê mơ hình   • Với mức ý nghĩa 5% biến ROA, LEV, MTB, CEO kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT, FSIZE, BSIZE có ý nghĩa thống kê mơ hình   • Với mức ý nghĩa 10% tất biến độc lập mơ hình giả định có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến NON (P-value = 0.343 > 0.1) Bên cạnh đó, nhóm tác giả sử  dụng hệ số R bình phương (R -squared) để đánh giá mức độ tin cậy mơ hình hồi quy OLS Giá trị R -squared 0.1095 chứng tỏ biến độc lập đưa vào giải thích khoảng 11% cho biến phụ thuộc, mơ hình hồi quy OLS nhóm tác giả có độ tin cậy định Tuy nhiên, nhóm tác giả thực bổ sung thêm biến kiểm soát khác biến độc lập vào mơ hình, giá trị R -squared tăng Việc đưa thêm  biến vào mơ hình làm cho mơ hình có khả bị sai dạng hàm gây bệnh khác mơ hình Do đó, nhóm tác giả lựa chọn sử dụng hệ số R bình phương hiệu chỉnh (Adjusted R-squared) với giá trị 10.84% nhằm mang lại độ tin cậy cao   4.1.2 • Kiểm định giả thiết mơ hình hồi quy OLS Giả thiết 1: Giá trị trung bình sai số khơng  Như biết, việc tính tốn trực tiếp mơ hình hồi quy tổng thể PRF khơng thể mà ước lượng dựa sở hàm hồi quy mẫu SRF Phần dư chênh lệch giá trị thực giá trị ước lượng biến phụ thuộc hàm hồi quy tổng thể, yếu tố quan trọng đo lường phù hợp hàm hồi quy Phần dư xem đại diện cho tất biến khơng có mơ hình biến bị loại bỏ khỏi mơ hình biến q t r ình chuyển đổi mơ hình hồi quy tổng thể PRF sang mơ hình hồi quy mẫu SRF tồn phần dư yếu tố ngẫu nhiên Vì yếu tố ngẫu nhiên nên thực tế việc tính tốn  phần dư mẫu khó kiểm sốt Vậy nên, việc kiểm định trung bình phần dư khơng điều rất  khó Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả bỏ qua phần kiểm định trung  bình phần dư khơng đề cập tới mơ hình sau ● Giả thiết 2: Phương sai sai số không thay đổi   estat imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2 (34) = 1359.96  Prob > chi2 = 0.0000  Cameron & Trivedi ' s decomposition of IM-test 11   Source chi2 Heteroskedasticity df p 1359.96 34 0.0000 Skewness 148.89 0.0000 Kurtosis 5.74 0.0166 1514.59 42 0.0000 Total Bảng 4.1.2.1 Kết kiểm định White   Giả thuyết kiểm định: H0 : Mơ hình khơng bị phương sai sai số thay đổi   H1 : Mơ hình bị phương sai sai số thay đổi   Dựa kiểm định White test, kết cho thấy giá trị P-value = 0.0000 < 5% => Bác bỏ giả thuyết H0  Vậy mơ hình bị phương sai sai số thay đổi Có số nguyên nhân dẫn đến tượng phương sai sai số thay đổi, bao gồm: - Phân phối không biến phụ thuộc: phân phối biến phụ thuộc khơng đồng tồn dải giá trị, phương sai giá trị sai số thay đổi - Sai số lớn giá trị lớn hơn: sai số lớn giá trị lớn biến phụ thuộc, phương sai giá trị sai số thay đổi   ● ❖ Giả thiết 3: Các biến độc lập mặt thống kê   Kiểm định tượng đa cộng tuyến: vif Variable VIF 1/VIF LEV 1.43 0.698666 ROA 1.35 0.741835 FSIZE 1.26 0.793029  NON 1.20 0.836191 MTB 1.15 0.867190 CEO_d 1.14 0.874244 BSIZE 1.10 0.910183 Mean VIF 1.23 Bảng 4.1.2.2 Kết kiểm định Đa cộng tuyến VIF   Kiểm định nhân tử phóng đại VIF tượng Đa cộng tuyến cho thấy Giá trị VIF mô hình hồi quy OLS nhỏ Từ đây, nhóm tác giả kết luận mơ hình lựa chọn không xảy tượng đa cộng tuyến biến độc lập   12   ❖ Kiểm định tượng tự tương quan: xtserial ROA_sd CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT ROA FSIZE LEV MTB NON BSIZE  Wooldridge test for autocorrelation in panel data  H0: no first-order autocorrelation  F(1, 498) = 299.193  0.0000  Prob > F = Bảng 4.1.2.3 Kết kiểm định tượng tự tương quan   Giả thuyết kiểm định: H0 : H1 : Mơ hình OLS khơng có tượng tự tương quan   Mơ hình OLS có tượng tự tương quan   Kết quả: Dựa vào kiểm định Wooldridge (xtserial) trên, giá trị Prob > F = 0.0000 < 0.05 khơng chấp nhận giả thuyết H0   mơ hình OLS có tượng tự tương quan ● Giả thiết 4: Khơng có mối quan hệ sai số biến độc lập (Khơng có tượng nội sinh).   Nội sinh xảy biến độc lập biến phụ thuộc mơ hình hồi quy có mối quan hệ tương quan, điều dẫn đến ước lượng sai lệch kết không đáng tin cậy sử dụng mơ hình hồi quy Việc kiểm định mơ hình hồi quy có tồn vấn đề nội sinh hay khơng sử dụng biến cơng cụ Tìm biến cơng cụ thích hợp, khơng có tương quan với phần dư mơ hình hồi quy có liên quan tuyến tính đến biến độc lập nội sinh khó để thực Vậy nên, phạm vi nghiên cứu nhóm tác giả khơng thực kiểm định vấn đề nội sinh mơ hình hồi quy ● Giả thiết 5: Phần dư có phân phối chuẩn   Hình 4.1.2.1 Đồ thị phân phối chuẩn phần dư   Với 5000 quan sát, phân phối tiến gần tới phân phối chuẩn 13   4.2 Mô hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM (Fixed Effects Model) mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM (Random Effects Model) 4.2.1 Mơ hình hiệu ứng cố định FEM   Mơ hình hiệu ứng cố định FEM (F ixed Effect Model - FEM) phương pháp ước lượng sử dụng phổ biến phân tích liệu bảng Mơ hình dùng để kiểm soát tách ảnh hưởng đặc điểm riêng biệt (không thay đổi theo thời gian) khỏi biến độc lập có mơ hình • Tiến hành hồi quy  hiệu ứng cố định  FEM Trong mơ hình sử dụng phương pháp hiệu ứng cố  định FEM, biến CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT có giá trị p-value = 0.563 > 0.1 cho thấy biến độc lập khơng có ý nghĩa thống kê, khơng tác động đến biến phụ thuộc mơ hình   Fixed - effect  Number of (within) regression obs Group  Number variable: firmid  groups Obs within = 0.0828  = 5,128  = 499  per group:  between = 0.0325  = 6  overall = 0.0421  avg = 10.5  max = 11  corr(u_i,Xb) = F(7, 4712) = 60.77  Prob > F = 0.0000  - 0.3829 ROA_sd Coef Std.Err t P>|t| -0.0010573  0.00183  -0.58  0.563  [95% Conf Interval] CEOKiêmnhiệm  ChủtịchHĐQT  -0.004645 0.0025303  - ROA -0.1409248  0.0087834  16.04  0.000  -0.1581442 -0.1237053  FSIZE -0.0116669  0.0013563  -8.60  0.000  -0.0143259 -0.0090079  BSIZE -0.0244631  0.0045342  -5.40  0.000  -0.0333523 -0.0155739   NON 0.0063566  0.0046812  1.36  0.175  -0.0028207 0.0155339  LEV -0.0094114  0.0060692  -1.55  0.121  -0.0213099 0.0024871  MTB 0.0051934  0.0007333  7.08  0.000  0.0037558 0.00631  14    _cons 0.3912443  sigma_u 0.03219861  sigma_e 0.03846895  rho 0.41196296  0.0364804  10.72  0.000  0.462763  0.3197256 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F( 498, 4712) = 5.05  Prob > F = 0.0000  Bảng 4.2.1   Kết hồi quy mơ hình hiệu ứng cố định FEM   4.2.2 Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM  Mơ hình hiệu ứng  ngẫu nhiên REM (Random Effects Model - REM) sử dụng  phân tích liệu xử lý liệu định lượng Mơ hình dựa giả định số yếu tố khơng có thay đổi nhóm thử nghiệm, gọi yếu tố ngẫu nhiên (Random Effect), ảnh hưởng đến biến đổi liệu   • Tiến hành hồi quy  hiệu ứng  ngẫu nhiên REM Random - effects GLS regression Number of obs = Group variable: firmid  Number of groups = 5,128  499  R-squared: Within = 0.0828  Obs per group: Between = 0.0325  = 6  Overall = 0.0421  avg = 10.5  max = 11  corr(u_i, X) = (assumed) ROA_sd Coefficient Std err z Wald chi2(7) = 458.24  Prob > chi2 = 0.0000  P>| z | [95% Conf Interval] CEOKiêmnhiệmChủtịchHĐQT  0.0010864  0.0016521  0.66  0.511  -0.0021518 0.0043245  ROA -0.1553019  0.0083514  -18.60  0.000  -0.1716704 -0.1389334  FSIZE -0.0032363  0.0007337  -4.41  0.000  -0.0046744 -0.0017983  BSIZE -0.0351181  0.0045975  -7.64  0.000  -0.0441291 -0.0261072   NON 0.0066954  0.0006918  9.68  0.000  0.0053395 0.0080512  LEV 0.0048581  0.0042582  1.14  0.254  -0.0034877 0.013204  MTB -0.015446  0.0040076  -3.85  0.000  -0.0232994 -0.0075898   _cons 0.1603072  0.0193924  8.27  0.1222987 0.1983157  sigma_u 0.0231462  sigma_e 0.03846895  15 0.000    rho 0.26579909  (fraction of variance due to u_i) Bảng 4.2.2 Kết hồi quy mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM   Trong mơ hình sử dụng phương pháp hiệu ứng ngẫu nhiên REM, biến CEO kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT có giá trị p-value = 0.511 > 0.1 cho thấy biến độc lập khơng có ý nghĩa thống kê, khơng tác động đến biến phụ thuộc mơ hình   4.3 Khắc phục nhữ ng vi phạm mơ hình h ồi quy Do mơ hình nghiên  ban đầu có vi phạm nên nhóm tác giả tiến hành khắc phục mơ hình OLS Robust, Cluster phương pháp hồi quy đa biến GLS (Generalized Least Squares) OLS OLS Robust Cluster ROA_sd ROA_sd ROA_sd 0.0030** 0.0030 0.0015** (0.0013) (0.0019) (0.0007) -0.1822*** -0.1822*** -0.0614*** (0.0568) (0.0598) (0.0066) -0.0010** -0.0010 -0.0002 (0.0005) (0.0008) (0.0003) -0.0074* -0.0074 -0.0040*** (0.0038) (0.0056) (0.0015) -0.0518*** -0.0518*** -0.0218*** (0.0079) (0.0105) (0.0022) 0.0088*** 0.0088*** 0.0025*** (0.0021) (0.0021) (0.0004) 0.0036 0.0036 0.0033** (0.0051) (0.0058) (0.0016) 0.0931*** 0.0931*** 0.0401*** (0.0133) (0.0220) (0.0083) Observations 5,218 5,218 5,218 R-squared 0.1095 0.1095 VARIABLES CEOkiêmnhiệmChủtịchHĐQT  ROA FSIZE BSIZE LEV MTB  NON Constant  Number of firmid GLS 499 Robust standard errors in parentheses *** p