THÔNG TIN TÀI LIỆU
ĐẠI HỌC UEH TRƯỜNG KINH DOANH KHOA TÀI CHÍNH TIỂU LUẬN KINH TẾ LƯỢNG TÀI CHÍNH Đề tài: Phân tích mối quan hệ quyền lực CEO (đo lường biến giả thể việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) lợi nhuận hoạt động kinh doanh doanh nghiệp GVHD: Th.S Huỳnh Ngọc Quang Anh Mã HP: 23D1FIN50500412 Nhóm thực hiện: Nhóm Phạm Thanh Nhân 31211021379 Võ Lê Thanh Ngọc 31211021368 Tr ần Nguyễn Như Ngọc 31211023916 Hoàng Khánh Nhi 31211021383 Tơ Minh Nhớ 31201022566 TP Hồ Chí Minh, ngày 05 tháng 05 năm 2023 MỤC LỤC I. ĐẶT VẤN ĐỀ 1. Lí thự c đề tài 2. Mục tiêu nghiên cứ u 3. Câu hỏi nghiên cứ u II. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ ĐẶT GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨ U III. DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN C Ứ U 1. Dữ liệu 2. Mơ hình nghiên cứ u 3. Mô tả và phương pháp đo lườ ng biến 3.1. Biến phụ thuộc 3.2. Biến độc lập chính 3.3. Biến kiểm soát IV. PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 1. Thống kê mô tả các biến 1.1. Biến định lượ ng 1.2. Biến định tính 2. Phân tích kết quả hồi quy 2.1. Kiểm định tượng tương quan đa cộng tuyến 10 2.2. Kiểm định tượng PSSS thay đổi tự tương quan 11 2.2.1. Mơ hình hồi quy gộp Pooled OLS 11 2.2.2. Kiểm định Hausman: Lự a chọn mơ hình FEM/REM 12 2.3. Kiểm định phân phối chuẩn 14 3. Khắc phục mơ hình 14 4. Thảo luận kết quả nghiên cứ u 16 4.1. Các biến tác động tích cực đến lợ i nhuận hoạt động kinh doanh 16 4.2. Các biến tác động tiêu cực đến lợ i nhuận hoạt động kinh doanh 17 V. KẾT LUẬN 18 Tài liệu tham khảo 18 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CHỮ VIẾT TẮT CỤM TỪ ĐƯỢ C VIẾT TẮT HĐQT Hội đồng quản tr ị CEO Giám đốc điều hành HQHĐ Hiệu quả hoạt động HOSE Sở giao d ịch chứng khoán TP.HCM HĐKD Hoạt động kinh doanh FEM Mơ hình hồi quy với tác động cố định QTDN Quản tr ị doanh nghiệ p DN Doanh nghiệ p TSCĐ Tài sản cố định REM Mơ hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên RSE Mơ hình sai số chuẩn mạnh Pooled OLS Mơ hình hồi quy gộ p GLS Bình phương tối thiếu tổng quát PSSS Phương sai sai số DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1: Các biến mơ hình Bảng 2: Kết quả thống kê mô tả các biến định lượ ng Bảng 3: Kết quả thống kê mơ tả biến định tính Bảng 4: Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS, FEM, REM 10 Bảng 5: Kết kiểm định lựa chọn mơ hình 12 Bảng 6: Bảng phân tích tương quan đa cộng tuyến 13 Bảng 7: Bảng kết quả hồi quy theo mơ hình GLS 15 Bảng 8: Kết quả so sánh hai mơ hình FEM – Robust GLS 15 DANH MỤC HÌNH ẢNH Hình 1: Kết quả chạy kiểm định F-Test .12 Hình 2: Kết kiểm định phương pháp Jarque-Bera 14 Hình 3: Kết kiểm định phương pháp xây dựng biểu đồ tần số phần dư 14 TÓM TẮT Trọng tâm nghiên cứu nói mối quan hệ quyền lực CEO (được đo biến giả - thể việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) lợi nhuận HĐKD DN (trong lợi nhuận tài sản ROA sử dụng làm đại diện) Mẫu liệu sử dụng bao gồm 499 công ty với 5988 quan sát giai đoạn 2008 2019 Nghiên cứu sử dụng ba mơ hình ước lượng liệu bảng tĩnh: Pooled OLS, FEM, REM để kiểm định mối quan hệ Kết cho thấy biến CEO kiêm nhiệm tác động tích cực đến lợi nhuận HĐKD của DN Ngồi ra, với vai trị biến kiểm sốt như: quy mơ cơng ty, hệ số địn bẩy, GDP, lạm phát,… đa phần có ảnh hưởng đến lợi nhuận HĐKD của công ty mẫu nghiên cứu ngoại trừ tỷ lệ cổ phần nắm giữ Ban giám đốc tỷ lệ giám đốc có chun mơn tài chính. Từ khóa: CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT, lợi nhuận hoạt động kinh doanh I ĐẶT VẤN ĐỀ Lí thự c đề tài Hiện nay, DN lĩnh vực tài có tỷ lệ xuất CEO kiêm nhiệm (giám đốc điều hành tổ chức Chủ tịch HĐQT) phổ biến Với vai trò lãnh đạo, dẫn dắt đưa định hướng quan trọng, vị trí mang tính định cho thành cơng DN Nắm bắt điều đó, ngày nhiều cơng trình nghiên cứu tài liệu có giá trị tham khảo thực nhằm giải đáp phần trăn trở nhà quản trị Các nhận định liên quan đến tác động tiềm CEO quyền lực hiệu tài cơng ty phổ biến tài liệu học thuật báo chí nói chung Chúng nhiều lần khẳng định truyền tải niềm tin CEO thành viên tổ chức quyền lực tập đoàn đại (Hosmer, 1982; Eisenhardt Bourgeois, 1988) Tuy nhiên, hướng dự đoán ảnh hưởng chưa thống Tác động rịng quyền lực CEO giá trị cơng ty câu hỏi thực nghiệm Quyền lực CEO ảnh hưởng đến công ty câu hỏi mở có chi phí lợi nhuận Các tài liệu cho thấy có đánh đổi chi phí lợi ích việc trao quyền định lớn cho CEO Về mặt tích cực, CEO quyền lực nhân tố thúc đẩy gia tăng HQHĐ có tác động tích cực đến giá trị DN (Finkelstein D’Aveni, 1994; Boyd, 1995) Họ đẩy nhanh q trình định, dẫn đến phản ứng kịp thời vấn đề thay đổi dự kiến thị trường Thế nhưng, mặt trái việc tập trung quyền lực vào CEO họ có nhiều khả hành động đơn phương với thơng tin đầu vào từ HĐQT nhà quản lý khác (Eisenhardt Bourgeois, 1988) Từ góc độ chi phí đại diện, quyền lực cho phép CEO trở nên cố thủ, quyền lực có tác động tiêu cực đến giá trị DN Ngay khơng có chi phí đại diện, nhược điểm tiềm tàng quyền lực CEO q trình định khơng tối ưu Nghiên cứu Bainbridge (2002) cho thấy nhóm làm tốt cá nhân việc định Ngoài ra, CEO quyền lực khơng nhận lời khun thẳng thắn từ HĐQT hoặc nhà quản lý cấp cao Họ phóng đại quan điểm khả sẵn sàng chấp nhận lời khuyên người khác Một số nghiên cứu cho rằng lời khuyên góp phần cải thiện định Coles và ctg (2008) nhấn mạnh vai trò cố vấn giám đốc bên ngồi cho thấy tương đối quan trọng công ty phức tạp hơn và nhận thấy giám đốc từ ngành liên quan tham gia vào HĐQT là có lợi đến DN Nhìn thấy tranh luận quan tâm đặc biệt DN quyền lực CEO ảnh hưởng lên hiệu DN, nhóm đề tài nhận thiết yếu cơng trình nghiên cứu đóng góp vào q trình tìm câu trả lời Chính vậy, đề tài “Phân tích mối quan hệ quyền lực CEO (đo lường biến giả - thể việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) lợi nhuậ n HĐKD của DN” thực với mong muốn đưa tài liệu mang tính tham khảo cho nhà điều hành tương lai Cụ thể, nghiên cứu tập trung phân tích CEO kiêm nhiệm tác động đến lợi nhuận HĐKD công ty qua biến đo lường ROA cùng số biến kiểm soát khác phạm vi nhiều DN khác thị trường Cơng trình nghiên cứu đời với mục đích góp phần vào cơng phát triển tảng QTDN mang tính tham khảo cho nghiên cứu sau. Mục tiêu nghiên cứ u Mục tiêu chung: Đề tài phân tích làm rõ mối quan hệ quyền lực CEO lợi nhuận HĐKD của DN để đưa giá trị tham khảo cho DN ứng dụng vào thực tiễn. Mục tiêu cụ thể: Đóng góp cơng trình nghiên cứu tạo nguồn tham khảo cho đề tài tương lai nhà hoạch định DN Qua kết nghiên cứu DN, nhà quản trị rút học kinh nghiệm cho cơng ty mình. Câu hỏi nghiên cứ u Thơng qua nghiên cứu số lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm, nhóm tác giả đặt câu hỏi nghiên cứu sau: • • Quyền lực CEO có ảnh hưởng đến lợi nhuận HĐKD của DN hay không? Đối với biến kiểm sốt khác, biến có mối tương quan đến lợi nhuận HĐKD DN? II TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ ĐẶT GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨ U Thực tế, kết nhiều nghiên cứu trước tác động kiêm nhiệm đến HQHĐ DN Việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT tập trung nhiều quyền lực vào tay CEO dẫn đến thành hoạt động DN biến động (Adams, Almeida Ferreira, 2005) Theo lý thuyết đại diện (Dalton ctg, 1998; Fama & Jensen, 1983) cho tách biệt CEO Chủ tịch HĐQT mang lại HQHĐ cao Việc kiêm nhiệm dẫn đến xung đột lợi ích xu hướng gia tăng chi phí đại diện người nắm giữ chức vụ. Nghiên cứu thực nghiệm Levy (1981) cho thấy kiêm nhiệm làm giảm vai trò giám sát HĐQT, từ ảnh hưởng tiêu cực đến thành hoạt động Lý thuyết đại diện tập trung vào việc giảm thiểu mâu thuẫn HĐQT người đại diện đồng thời tối đa hóa lợi ích cổ đơng; theo giá trị cơng ty tối ưu áp dụng hình thức quản trị độc lập Vì HĐQT có trách nhiệm theo dõi cơng việc nhà quản lý kiêm nhiệm tồn tại CEO có khả chi phối vai trò HĐQT, lạm dụng quyền lực để tư lợi dẫn đến gia tăng vấn đề đại diện, giảm HQHĐ Các cơng ty theo đuổi mơ hình quản trị độc lập, có tách biệt hồn tồn CEO Chủ tịch HĐQT đem lại thành tích tốt hơn, giá trị công ty cao công ty thực quyền kiêm nhiệm (Rechner & Dalton, 1991) Bằng chứng thực nghiệm ngành công nghiệp Hoa Kỳ cho thấy mối tương quan ngược chiều đáng kể CEO kiêm nhiệm HQHĐ công ty (Tang, 2017) Một nghiên cứu khác tập trung vào tác động CEO kiêm nhiệm đến HQHĐ công ty Pakistan, kinh tế tìm thấy tác động bất lợi hiệu kinh doanh ( Naseem, 2020) Ngồi ra, cơng ty có CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT thường có tỷ lệ phá sản cao (Daily & Dalton, 1994; Finegold & ctg, 2007) Dunn (2004) nhấn mạnh việc kiêm nhiệm dễ xảy gian lận BCTC nhà quản lý đủ quyền lực lấn át để trục lợi tài sản công ty lợi ích cổ đơng Trái ngược với lý thuyết đại diện, lý thuyết quản lý cho kiêm nhiệm gia tăng HQHĐ công ty Donaldson Davis (1991) cho CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT tạo tác phong lãnh đạo rõ ràng, dứt khoát; khả tự cao giúp định kịp thời hiệu hơn, tránh mâu thuẫn nội Do đó, quyền kiêm nhiệm giúp cơng ty hoạt động tốt Ngồi ra, kiêm nhiệm cịn giúp giảm chi phí thơng tin người quản lý tiếp cận nắm bắt thơng tin nhanh chóng; nghiên cứu Yang Zhao (2014) tìm thấy chứng cho thấy công ty thực quyền kiêm nhiệm có thành tích vượt trội khoảng – 4% so với cơng ty khơng thực Vì vậy, cơng ty chịu chi phí thơng tin cao, điều cải thiện vấn đề chi phí đóng góp tích cực vào thành hoạt động Một nghiên cứu gần Việt Nam tác động quyền k iêm nhiệm HQHĐ, lợi tức cổ phiếu tìm thấy kết ủng hộ lý thuyết quản lý (Pham ctg, 2015), kết lí giải dựa khác biệt phong cách lãnh đạo Việt Nam quốc tế Hơn nữa, trao quyền lực tạo nhiều động lực cho CEO làm việc cho công ty, đặt lợi ích tổ chức lên lợi ích cá nhân Nghiên cứu Mike W.Peng, Shujun Zhang Xinchun Li (2007) tác động quyền kiêm nhiệm thành DN trình chuyển đổi loại hình từ DN nước ngồi sang cơng ty cổ phần Trung Quốc cho kết đồng thuận với lý thuyết quản lý, qua thấy việc kiêm nhiệm ảnh hưởng tích cực đến cơng ty trình chuyển đổi loại hình kinh doanh khó khăn gặp phải mơi trường thay đổi Nghiên cứu Baptista ctg (2011) cho thấy mối liên hệ kiêm nhiệm HQHĐ công ty cách sử dụng liệu năm 2008 Brazil, tìm thấy mối quan hệ dương kiêm nhiệm ROE, ROA, ROC – là số đo lường HQHĐ công ty Hầu hết nghiên cứu trước có kết khơng thống nhất, quan điểm số tác giả thiếu tính kiểm định Các tác giả khác Brickley ctg (1997) cho không tồn cấu trúc quản trị tối ưu việc kiêm nhiệm tách biệt có chi phí lợi ích riêng Do đó, việc kiêm nhiệm lợi cho số DN khơng thực quyền kiêm nhiệm lợi cho DN khác Từ kết nghiên cứu thực nghiệm trước hai sở lý thuyết đại diện lý thuyết quản trị, giả thiết đặt sau: H0: CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT có tác động đến lợi nhuận HĐKD của DN Các kết nghiên cứu tác động quyền kiêm nhiệm HQHĐ DN chưa có thống Ngoài kết thể mối liên hệ chiều, ngược chiều kết luận khơng có mối tương quan yếu tố tồn số nghiên cứu (Berg Smith, 1978; Abdullah, 2004) Để giải vấn đề, số tác giả sử dụng lý thuyết quyền biến (Contingency theory) để giải thích mối quan hệ CEO kiêm nhiệm HQHĐ cơng ty Ví dụ, Boyd (1995) lập luận cho quan điểm lý thuyết trường hợp khác Do đó, việc kiêm nhiệm tốt số tình lại khơng tốt tình khác công ty theo đuổi cấu trúc lãnh đạo tối ưu khác (Brickley ctg, 1997) Hơn nữa, kết nghiên cứu phân tích tổng hợp Rhoades ctg (2001) cho tách biệt CEO Chủ tịch HĐQT tác động tích cực đến HQHĐ cơng ty, điều thay đổi theo bối cảnh nghiên cứu Nhiều nghiên cứu trước bị thách thức tiền đề phương pháp luận chúng Đầu tiên, số nghiên cứu đến kết luận khái quát khác mà không kiểm sốt biến quan trọng gây nhiễu kết nghiên cứu tác động việc kiêm nhiệm thành công ty (Rechner Dalton, 1991) Ngoài quyền kiêm nhiệm, yếu tố cấu thành nên chế quản trị công ty bao gồm đặc điểm HĐQT thể thông qua quy mô HĐQT, tỷ lệ sở hữu vốn HĐQT, trình độ học vấn HĐQT, yếu tố khác như: kinh nghiệm HĐQT, thù lao HĐQT cổ đông lớn. Thứ hai, chế thay đổi quản trị cơng ty tương tác gây ảnh hưởng HQHĐ số nhà nghiên cứu (Donaldson Davis, 1991) khơng kiểm sốt chế quản trị khác doanh nghệp Thứ ba, phần lớn nghiên cứu trước (Pi Timme, 1993) xem xét phân tích mối liên hệ CEO kiêm nhiệm HQHĐ công ty bối cảnh ngành đơn lẻ khơng kiểm sốt tác động ngành hậu mức độ gây nhiễu việc thay đổi cấu trúc quản trị gây tác động ngành Cuối cùng, số nghiên cứu (Donaldson Davis, 1991; Rechner Dalton, 1991; Abdullah, 2004) dựa kỹ thuật phân tích đơn biến không xem xét yếu tố gây nhiễu nào; điều gây vấn đề nội sinh Bằng chứng thực nghiệm Chen ctg (2008) khơng tìm thấy mối tương quan giữa việc kiêm nhiệm HQHĐ DN cấu trúc lãnh đạo thay đổi; ngồi chứng nội sinh tìm thấy thể tầm quan trọng mối quan hệ CEO kiêm nhiệm HQHĐ công ty khả CEO kiêm nhiệm xác định cách nội sinh tối ưu dựa đặc điểm cấu trúc sở hữu công ty Các kết nghiên cứu thực nghiệm trước khơng tìm thấy mối tương quan giữa quyền kiêm nhiệm HQHĐ DN (Faleye, 2007; Valenti ctg, 2011) Thị trường phản ứng thờ với thay đổi quyền kiêm nhiệm DN, có chứng cho điều dẫn biến động HQHĐ DN có chứng khơng mạnh để lập luận tương quan việc CEO kiêm nhiệm thành DN (Hermalin Weisbach, 2003) Từ chứng mâu thuẫn lý thuyết thực nghiệm, nhóm đặt giả thuyết nghiên cứu sau: H1: CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT không tác động đến lợi nhuận HĐKD của DN. III DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN C Ứ U Dữ liệu Dữ liệu cho nghiên cứu lấy mẫu từ FiinGroup (tiền thân Stoxplus) thông qua báo cáo thường niên, báo cáo tài chính, báo cáo quản trị 499 DN thuộc 13 mã ngành cấp niêm yết Sàn HOSE từ năm 2008 đến 2019 với 5988 quan sát. Mô hình nghiên cứ u Mối quan hệ giữa quyền l ực CEO (đo lườ ng b ằng biến giả CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) lợ i nhuận HĐKD (đo lườ ng lợ i nhuận tài sản ROA) DN đượ c nghiên cứu thông qua mơ hình hồi quy sau: , = + ℎ, + , + , + , + , + , + , + ℎℎ , + , + ℎ, + ℎ, + ℎℎ , + , , đại diện lợi nhuận HĐKD DN i năm t, ℎ, là biến giả CEO kiêm nhiệm đại diện cho quyền lực CEO DN i năm t, là hệ số chặn, , là sai số. Các biến kiểm soát chọn đặc điểm cấp độ công ty biến kinh tế vĩ mơ bao gồm quy mơ cơng ty (quymo), địn bẩy tài (donbay), vịng quay tổng tài sản (TAT), tỷ trọng TSCĐ (tytrongtscd), lạm phát (LP), tổng sản phẩm quốc nội (GDP), số lượng thành viên trong HĐQT (thanhvien), số lượng thành viên nữ HĐQT (nugioi), tỷ lệ cổ phần nắm giữ Ban giám đốc (sohuu), tỷ lệ giám đốc có chun mơn tài (chuyenmon), kinh nghiệm của thành viên HĐQT (kinhnghiem), tất biến mô tả trình bày ở bảng mục 3.3 Sau xây dựng mơ hình giả thuyết, nhóm tiến hành phân tích xác định mối quan hệ CEO kiêm nhiệm lợi nhuận HĐKD DN Đầu tiên, nhóm thực kiểm định giả thuyết đặt cách chạy hồi quy tuyến tính bình phương nhỏ tổng quát (Pooled OLS) Tránh việc bỏ sót nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến lợi nhuận HĐKD, nhóm sử dụng thêm mơ hình hồi quy với tác động cố định (FEM) mơ hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên (REM) Mơ hình hồi quy FEM sử dụng có những tác động từ DN không tạo biến đổi ngẫu nhiên bất biến theo thời gian Kiểm định F – Test Hausman sử dụng để lựa chọn mơ hình phù hợp mơ hình. Cuối cùng, nhóm kiểm định khắc phục khuyết tật mơ hình sai số chuẩn mạnh (RSE) mơ hình hồi quy GLS, từ tiến hành đánh giá nhận xét kết hồi quy. Mô tả và phương pháp đo lườ ng biến 3.1 Biến phụ thuộc Một số nghiên cứu chứng minh không tồn thước đo lợi nhuận chung Trong giới học thuật, nhà nghiên cứu sử dụng thước đo dựa kế toán dựa thị trường thay cho để xác định lợi nhuận HĐKD công ty tài liệu quản trị công ty Trong nghiên cứu này, lợi nhuận HĐKD đo lường lợi nhuận tài sản (ROA) Các biện pháp dựa kế toán chọn, cho thấy thơng tin tài chính xác công ty nghiên cứu trước sử dụng rộng rãi biện pháp này, tạo điều kiện so sánh chúng (Dalton cộng sự, 1998) Một nhóm nhà nghiên cứu sử dụng tỷ suất sinh lợi tài sản tỷ suất lợi nhuận làm thước đo hiệu suất (Rechner Dalton, 1991; Pi Timme, 1993; Abdulla h, 2004), nhóm khác sử dụng tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (Berg Smith, 1978; Donaldson Davis, 1991; Baliga cộng sự, 1996) Nghiên cứu đánh giá HQHĐ công ty cách sử dụng ROA, cho biết số tiền thu nhập tạo từ vốn đầu tư (tài sản) Trên thực tế, nhà quản lý (CEO) chịu trách nhiệm việc sử dụng tài sản cơng ty Vì vậy, ROA cho nhìn sâu sắc mức độ hiệu chế QTDN kích thích hoạt động QTDN hiệu 3.2 Biến độc lập Trong nghiên cứu này, biến giải thích CEO kiêm nhiệm Có nghĩa liệu CEO Chủ tịch HĐQT có phải ngườ i hay không Sự kiêm nhiệm đượ c biểu thị bằng cách sử d ụng biến giả nhận giá tr ị bằng có sự kiêm nhiệm; ngượ c lại nhận giá tr ị 0 khơng có sự kiêm nhiệm (Rechner Dalton, 1991; Boyd, 1995) 3.3 Biến kiểm sốt Trong nghiên cứu này, nhóm đưa vào yếu tố khác ảnh hưởng đến lợi nhuận HĐKD cơng ty làm biến kiểm sốt Các biến kiểm sốt sử dụng nghiên cứu phù hợp với biến sử dụng tài liệu thực nghiệm trước Cụ thể sau: Quy mô công ty (quymo): Các cơng ty lớn có khả có hiệu suất lớn hơn, điều ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận công ty (Majumdar Chhibber, 1999) Tuy nhiên, cơng ty lớn gặp vấn đề phối hợp dẫn đến hiệu cơng ty thấp hơn. Địn bẩy tài (donbay): Biến kết hợp biến kiểm sốt mức độ địn bẩy tác động đến HQHĐ cơng ty, gia tăng sử dụng nợ kèm phát sinh chi phí sử dụng vốn (Baptista ctg, 2011) Vòng quay tổng tài sản (TAT): Là thước đo hiệu sử dụng tài sản DN Một số nghiên cứu tìm thấy bằng chứng tác động hiệu sử dụng tài sản đến lợi nhuận HĐKD DN (Alghusin, 2015; Alar ussi Alhaderi, 2018) Tỷ trọng TSCĐ (tytrongtscd): Việc đầu tư TSCĐ giúp cải thiện lực sản xuất, giảm chi phí, tác động đến hiệu kinh doanh DN Các nghiên cứu trước tìm thấy chứng tác động việc đầu tư TSCĐ lợi nhuận HĐKD DN (Zeitun Tian, 2007) Lạm phát (LP): Vătavu (2014) chỉ ra l ạm phát tác động tiêu cực đến kh ả sinh lờ i Lạm phát cao làm cho giá đầu vào tăng đầu biến động không ngừng, gây sự bất ổn định ảnh hưở ng xấu đến trình sản xuất d ẫn đến lợ i nhuận HĐKD bị ảnh hưở ng Tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP): Tăng trưởng GDP giúp thu hút nhà đầu tư hơn, cải thiện nâng cao chất lượng sống người, giúp gia tăng sản lượng thu nhập, đẩy mạnh cầu thị trường Nghiên cứu Lee (2014) cho thấy tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tích cực đến hiệu suất DN. U Ệ I L s D p x o N t Ồ S U G N u Ữ l n i à t g n ổ t n ê r t ế u h t u a s n ậ u h n i ợ l g n ằ b h n í t c ả s h n ì h ơ m g n o r t n ế i b c á C : 1 g n ả B N Ế I B Ả T Ô ợ M ư đ n ả s i à t g n ổ t n ê r t i ợ l h n i s t ấ u s ỷ T N ) 3 8 9 1 ( s n u e s l p n e x o J t & S a m a F 0 = m e i h n m e i k i ạ n l s c ả ợ i ư à t g g n n , T ổ t Q a Đ ủ c H n h ê c i ị t h n ủ ự h t C t i r à l a g g o n l ũ g c n O ằ E b C h n u í ế t n c ợ , ư 1 đ = y t m e g i n h ô n c m e ô i k m y ; u m Q ệ i h n m ê i k n ề y u Q m e i A B O h n N R m e Ê i T k Ế I o m y u q s u l p x o t S s u l p x o t S s u l p x o t S s u l p x o t S s u l p x o t S g n ổ t n s i à t g n ổ t n ê r t ợ n g n ổ t g n ằ b h n í t c ả ợ ư đ h n í h c i à t y ẩ b n ò Đ y a b n o d s u l p x o t S ) 1 1 0 2 ( n e s y l u u p g x N t o & S o n a k a N h n í h c i à t n ô m n ê y u h c c n ê n r t â u c q T ố đ h Q T n ì Q m b Đ á Đ i H n g H ả n s g n a n a i ủ ả o s à r T B c i t t i à ố a t g ữ Q ủ ổ đ n n Đ c u g t ổ n m t n H n n ổ á ê n ầ t i c â n i ố ê ê g h v u i r đ p q n t ố h v ổ r s m h ê t n n h c ầ à n Đ g á n ì i u h à n ố t g b C h s y ằ t ố h t g S t b n u s ố g a n h n g n b ằ T h g s ằ t b n g ị n b g g ô h ằ n h c đ n h n ổ n b ằ n c o t a h b í n n á t r ị o n h t ầ đ g x d t n í h n c c c n ợ p ợ ê ằ á g c í i x b n ợ t ư v ổ ư c đ c đ h c h ổ t ư ợ n ợ í c ố h n g đ ư ố ư t n à n đ đ s í đ T c h ằ h t ợ b Q T m c ố T ư h Đ Q á i s Q đ i à n Đ t n Đ Đ í g t H H n n ê r H C c g n ô t a ô a ợ o ủ S m r ư t m B c T i đ n y ở ư ê n ữ u m t b n y ả ệ u i s n Q ữ u i h ầ i h ê g à i g c Đ t v n ó m y c h ă a h n n n c u à i ố q h n K đ ầ g T h n m p ò á i ổ V g c ệ ệ l l ỷ ỷ T T i o T i A g T u n n e i v h n a h t u u h o s n o m n e y u h c m e i h g n h n i k d c s t g n o r t y t k n a b d l r o W 9 1 0 2 - 8 0 0 2 m ă n ừ t m a N t ệ i V ở t á h p m ạ l ệ l ỷ T k n a b d l r o W 9 1 0 2 - 8 0 0 2 m ă n ừ t m a N t ệ i V a ủ c P D G g n ở ư r t g n ă T P P L D G Số lượng thành viên HĐQT (thanhvien): Quy mô HĐQT có tương quan đến HQHĐ cơng ty. Nghiên cứu Chen (2008) cho thấy quy mô HĐQT tác động tiêu cực với thay đổi lợi nhuận cổ phiếu hàng tháng, ROA, TOBIN Q, khoản dồn tích kế toán, khoản mục bất thường, định HĐQT lớn cực đoan hơn, dẫn đến HQHĐ của cơng ty thay đổi hơn, khi, Haniffa cộng (2006) tìm thấy kết ngược lại. Số lượng thành viên nữ HĐQT (nugioi): Smith ctg (2006) cho nhà điều hành nữ có nhiều kinh nghiệm khác từ sống công việc đời sống cá nhân, dẫn đến trình định tốt đột phá Tuy nhiên, Fairlie Robb (2009) cho nhà điều hành nữ làm giảm hiệu tài so với nam nhà sáng lập hay CEO nữ thường bị hạn chế nguồn vốn, kinh nghiệm tài hành nghề theo mơ hình kinh doanh gia đình Gần đây, Singhathep Pholphirul (2015) tìm thấy CEO nữ có tác động tiêu cực đến hiệu tài chính DN, bao gồm doanh thu lợi nhuận hàng năm. Tỷ lệ cổ phần nắm giữ Ban giám đốc (sohuu): Tỷ lệ cổ phần sở hữu Ban giám đốc có tác động đến HQHĐ cơng ty Nghiên cứu Elsila ctg (2013) đã tìm thấy mối quan hệ tích cực Tuy nhiên, Farma Jensen (1983) cho tỷ lệ cổ phần sở hữu Ban giám đốc cao họ có xu hướng chiếm đoạt tài sản cơng ty hay dễ dàng định có lợi cho thân ngắn hạn gây hại cho công ty dài hạn Bhagat Bolton (2013) cho thấy, CEO nắm giữ nhiều cổ phiếu làm giảm HQHĐ cơng ty Tỷ lệ giám đốc có chun mơn tài (chuyenmon): Aier cộng (2005) chứng minh CEO chun mơn tài có khả quản trị lợi nhuận Mặt khác, Gounopoulos Pham (2018) cho công ty niêm yết có CEO chun gia tài có khả quản trị lợi nhuận so với công ty có CEO chun gia phi tài Hơn nữa, CEO có chun mơn tài hiểu rõ sách kế tốn khoản dồn tích, nên họ tận dụng khả hiểu biết, để tác động vào lợi nhuận với nhiều mục đích khác (Gounopoulos Pham, 2018) Kinh nghiệm thành viên HĐQT (kinhnghiem): Theo quan điểm ràng buộc nguồn lực, thành viên HĐQT có nhiều kinh nghiệm vốn hiểu biết về xã h ội sự tr ải nghiệm họ sẽ gia tăng Do đó, mơi trườ ng HĐKD phức tạp, thành viên HĐQT có nhiều kinh nghiệm sẽ gia tăng khả năng làm việc nhóm, từ gia tăng HQHĐ cơng ty (Wegge ctg, 2008) Kinh nghiệm HĐQT đo lườ ng b ằng độ tuổi trung bình thành viên HĐQT (Nakano Nguyen, 2011). IV PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN Thống kê mô tả các biến 1.1 Biến định lượ ng Bảng cho thấy t ừ năm 2008 - 2019, ROA dao động t ừ -1.69 (giá tr ị nh ỏ nhất) đến 0.78 (giá tr ị l ớ n nh ất) cho thấy chỉ số tỷ suất sinh lợ i tài sản công ty khác nhau, có DN kinh doanh tốt có lợ i nhuận, nhiên bên cạnh có DN kinh doanh thua lỗ Giá tr ị trung bình ROA 0.06 > 0.05 cho thấy mức tỷ suất sinh lờ i tài sản tốt từ các DN Độ lệch chuẩn 0.087 (lớn mức giá tr ị trung bình), chỉ sự dao động mạnh d ữ liệu Bảng 2: Kết quả thống kê mô tả các biến định lượ ng Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị thấp Giá trị cao ROA 5,972 0.06162 0.08686 -1.6933 0.7837 quymo 5,972 27.0018 1.52982 21.8736 33.6318 donbay 5,972 0.50559 0.22159 0.00059 2.03063 TAT 5,972 1.1832 1.0889 -0.0032 12.7335 tytrongtscd 5,972 0.25811 0.21375 0.97642 LP 5,988 0.0755 0.06532 0.006 0.231 GDP 5,988 0.06408 0.00698 0.054 0.075 thanhvien 5,717 5.46703 1.13219 11 nugioi 5,717 0.76404 0.9153 sohuu 5,717 5.197 9.93744 84.88 chuyenmon 5,714 0.45732 0.33004 kinhnghiem 5,709 48.5823 5.12532 24 69 Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata 1.2 Biến định tính Từ bảng thống kê cho thấy có tổng cộng 5717 trường hợp thống kê (ít so với mẫu liệu gồm 5988, tỷ lệ missing chiếm khoảng 4.15%) việc liệu có kiêm nhiệm hai vị trí CEO Chủ tịch HĐQT hay không Điều cho thấy hạn chế nhóm phần liệu chưa thống kê đầy đủ. Có 3989 trường hợp (chiếm 68,88%) biểu thị số thể khơng có kiêm nhiệm 1779 trường hợp (chiếm 31,12%) biểu thị số thể kiêm nhiệm Có thể nhận thấy từ kết DN mẫu nghiên cứu khơng có kiêm nhiệm giữa hai vị trí CEO Chủ tịch HĐQT Bảng 3: Kết quả thống kê mơ tả biến định tính CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT 0 1 Tổng cộng Số lượng Tỷ lệ % 3,938 68.88 68.88 1,779 31.12 100.00 5,717 Tỷ lệ % tích lũy 100.00 Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata Phân tích kết quả hồi quy Cột thứ bảng mơ hình hồi quy Pooled OLS, thứ hai hồi quy với mơ hình hồi quy FEM cuối hồi quy với mơ hình REM. Kết phân tích cho thấy hệ số phản ánh mức độ phù hợp mơ hình 0.220, 0.140, 0.1580; tức mơ hình nghiên cứu Pooled OLS giải thích 22% so với thực tế, mơ hình FEM giải thích 14% mơ hình REM giải thích 15,8%. Có thể thấy ba mơ hình nghiên cứu Pooled OLS, FEM, REM, biến CEO kiêm nhiệm (kiemnhiem) có tác động tích cực HQHĐ của cơng ty Ở mơ hình hồi quy OLS, biến “kiemnhiem” khơng có ý nghĩa thống kê hai mơ hình cịn lại có mức ý nghĩa 5% 10% Điều cho thấy có khả mơ hình Pooled OLS vi phạm giả định (vấn đề kiểm chứng phần dưới) Bên cạnh đó, biến “chuyenmon” cho khơng có ý nghĩa thống kê Tuy việc tăng chuyên môn không ảnh hưởng trực tiếp đến ROA ảnh hưởng đến biến khác mơ hình Bảng 4: Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS, FEM, REM Biến kiemnhiem quymo donbay TAT nugioi sohuu chuyenmon kinhnghiem thanhvien tytrongtscd GDP LP Constant Số quan sát R – squared ROA (1) ROA (2) ROA (3) 0.000994 (0.41) 0.00726*** (9.33) -0.177*** (-34.64) 0.0137*** (13.99) -0.00199* (-1.70) -0.0000751 (-0.67) -0.00269 (-0.84) 0.00169*** (8.25) 0.00116 (1.20) -0.0159*** (-3.23) -0.989*** (-5.79) 0.0944*** (4.83) -0.0868*** (-3.73) 0.00612** (2.19) 0.0208*** (8.63) -0.203*** (-22.70) 0.0209*** (10.09) -0.00230 (-1.37) 0.000471*** (3.14) 0.00188 (0.43) -0.000291 (-1.03) 0.00345*** (2.70) -0.0703*** (-7.87) -1.343*** (-8.61) 0.121*** (7.10) -0.336*** (-5.48) 0.00487* (1.86) 0.0109*** (8.09) -0.189*** (-26.69) 0.0175*** (11.62) -0.00251* (-1.71) 0.000214 (1.60) -0.000294 (-0.01) 0.000507** (2.02) 0.00287** (2.49) -0.0427*** (-6.07) -1.065*** (-7.23) 0.101*** (6.12) -0.127*** (-3.55) 5,701 0.220 5,701 0.140 5,701 0.1580 Ghi chú: Kí hiệu *,**,*** lần lượ t t ại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% 2.1 Kiểm định tượng tương quan đa cộng tuyến 10 Kiểm định hệ số tương quan với lệnh “pwcorr” hệ số phóng đại phương sai VIF với lệnh “vif” theo bảng cho thấy mối tương quan theo cặp biến nghiên cứu Kết cho thấy biến mơ hình hồi quy khơng có mối quan hệ tương quan mật thiết (độ lớn hệ số tương quan < 0.8, hầu hết có độ lớn thấp 0.5 trừ cặp biến lạm phát GDP có hệ số tương quan - 0.5030 coi phù hợp với điều kiện khơng vượt qua q nhiều so với 0.5) không xảy tượng đa cộng tuyến biến giải thích (hệ số VIF chạy từ - 1.4, VIF < 10) theo Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2017). 2.2 Kiểm định tượ ng PSSS thay đổi tự tương quan Hiện tượng tự tương quan xảy sai số bị tương quan với nhau, khiến thống kê lớn bất thường, phương sai ước lượng bị chệch nghiêm trọng khiến dự báo khơng cịn hiệu quả. Một giả thiết quan tr ọng khác mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển phần dư , xuất hàm hồi quy có PSSS khơng thay đổi (tức chúng có phương sai) Nếu xuất PSSS thay đổi sẽ làm thống kê không đáng tin cậy, d ẫn đến sai lầm k ết lu ận Hiện tượng tự tương quan xảy sai số bị tương quan với nhau, khiến thống kê lớn bất thường, phương sai ước lượng bị chệch nghiêm trọng khiến dự báo khơng cịn hiệu quả. Một giả thiết quan tr ọng khác mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển phần dư , xuất hàm hồi quy có PSSS khơng thay đổi (t ức chúng có phương sai) Nếu xuất hi ện PSSS thay đổi s ẽ làm thống kê không đáng tin cậy, d ẫn đến sai lầm k ết luận 2.2.1 Mơ hình hồi quy gộp Pooled OLS Kiểm định PSSS thay đổi kiểm định Breusch-Pagan với lệnh “estat hettest” theo giả thiết: H0 : mơ hình khơng có tượng PSSS thay đổi H1 : mơ hình có tượng PSSS thay đổi K ết qu ả ti ến hành kiểm định Breusch-Pagan từ Stata Prob>chi2=0.0000 hay P_value = 0.0000 < 0.05 nên ta chấ p nhận H1, đồng nghĩa mơ hình có tượng phương sai sai số thay đổi Kiểm định tượng tự tương quan với lệnh “xtserial” theo giả thiết: H0 : mơ hình khơng có tượng tự tương quan H1 : mơ hình có tượng tự tương quan Kết tiến hành kiểm định từ Stata Prob > F = 0.0000 hay P_value = 0.0000 < 0.05 nên ta bác bỏ H0, đồng nghĩa có tượng tự tương quan trong mơ hình Từ kết cho thấy mơ hình Pooled OLS có tượng PSSS thay đổi tượng tự tương quan nên tiến hành sử dụng mơ hình hồi quy với tác động cố định FEM mơ hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên REM thay thế. Đồng thời nhóm sử dụng kiểm định F-Test để so sánh lựa chọn mơ hình hồi quy Pooled OLS mơ hình hồi quy FEM theo giả thiết: H0 : lựa chọn mơ hình hồi quy Pooled OLS 11 H1 : lựa chọn mơ hình hồi quy FEM Hình kết chạy kiểm định F -Test chạy mơ hình FEM với Prob > F = 0.0000, nhỏ mức ý nghĩa 5% nên nhóm bác bỏ giả thiết H0 Mơ hình hồi quy với tác động cố định FEM tốt mơ hình hồi quy gộp Pooled OLS Hình 1: Kết chạy kiểm định F-Test Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata 2.2.2 Kiểm định Hausman: Lự a chọn mơ hình FEM/REM Nhóm sử d ụng kiểm định Hausman để xác định mơ hình phù hợp hai mơ hình FEM (fixed effects model) REM (random effects model), ki ểm tra giả định thống kê kinh tế lượ ng nhằm xem xét phần dư mơ hình có tương quan vớ i biến độc l ập hay không để xác định mô hình FEM hay REM phù hợp theo giả thiết: H0 : lựa chọn mơ hình REM H1 : lựa chọn mơ hình FEM Kết kiểm định Hausman từ Stata Prob > chi2 = 0.0000 hay P_value = 0.0000 < 0.05 nên ta bác bỏ giả thiết H0 Giữa hai mơ hình FEM REM mơ hình phù hợp nhóm lựa chọn mơ hình hồi quy FEM Kiểm định PSSS thay đổi mơ hình FEM lệnh “xttest3” cho kết Prob>chi2 = 0.0000 hay P_value = 0.0000 < 0.05 Do P_value có giá trị bé 5% nên mơ hình có tượng PSSS thay đổi. Bảng 5: Kết kiểm định lựa chọn mơ hình Mơ hình Kiểm định PSSS thay đổi chọn mơ hình FEM Prob>chi2=0.0000 Prob>chi2=0.0000 → Có REM tượng PSSS thay đổi mơ hình Tự tương quan Lựa OLS Prob>F=0.0000 → Có tượng tự tương quan thay đổi mơ hình Kiểm định Prob>F=0.0000 F – Test → lựa chọn FEM Kiểm định Prob>chi2=0.0000 Hausman → lựa chọn FEM Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata → Kết kiểm định lựa chọn ở bảng cho thấy phương pháp hồi quy theo FEM thích hợp để giải thích cho mơ hình 12 a t a t S g n ụ d g n ứ n ê r t ê k g n ố h t 3 2 1 F I V 5 3 1 2 1 2 1 1 1 1 1 1 7 1 1 1 2 1 7 0 1 7 0 1 6 0 1 ) 3 1 ( ) 2 1 ( ) 1 1 ( ) 0 1 ( ) 9 ( 0 0 0 0 1 1 0 0 0 - 8 1 0 2 - 2 9 1 0 0 7 8 6 1 0 0 0 0 0 1 4 8 3 0 0 7 9 3 1 - 3 9 3 0 0 9 6 5 0 0 9 5 4 0 0 0 0 0 0 1 0 2 3 2 0 7 3 5 0 - 5 6 3 0 - 6 8 6 2 0 0 6 0 0 - 2 5 5 0 0 0 0 0 0 1 7 0 3 0 0 8 7 0 1 0 1 4 0 0 - 1 1 8 0 0 6 6 0 0 0 3 1 8 3 0 2 4 5 0 0 T A T ) 5 ( i o i g u n ) 6 ( n e i v h n ) a 7 ( h t u u h o s ) 8 ( ) 8 ( ) 7 ( ) 6 ( n ế ) y 5 u ( t g n ộ ) c 4 a ( đ à v n a u q g n ơ ư t h c í t n â h p g n ả B : 6 g n ả B ) 3 ( 6 3 1 0 0 0 0 1 6 7 0 1 0 4 8 2 1 - 9 4 1 0 - 6 4 3 0 - 7 8 1 0 0 0 8 2 0 - 3 1 4 0 0 6 0 2 0 0 7 4 5 1 - 5 8 1 1 0 5 3 7 0 0 0 0 0 0 1 0 3 0 5 - 9 5 2 1 - 2 8 4 1 0 5 8 1 0 0 6 4 3 0 0 6 1 3 0 - 7 3 4 0 0 1 5 2 0 - 8 5 2 0 - 2 6 6 1 0 0 0 2 1 - 8 3 7 0 0 P L ) 2 1 ( P D G ) 3 1 ( ả u q t ế K : n ồ u g N 3 3 1 0 0 0 0 1 6 8 9 0 - 2 3 7 0 0 0 0 0 0 1 7 6 1 3 0 8 2 0 0 0 9 6 9 3 0 o m y u q ) 3 ( y a b n o d ) 4 ( ) 2 ( 0 0 ) 0 0 1 ( 1 0 0 0 0 1 1 2 0 0 0 m e i A h O n R m e ) ) i 1 ( 2 ( k 13 0 0 0 0 1 6 3 5 0 0 7 0 3 0 0 7 9 8 0 0 1 8 5 1 0 9 7 2 1 - 5 2 0 0 0 6 0 9 0 0 5 2 7 0 0 0 0 0 0 1 1 1 0 0 0 1 0 7 0 - 1 9 4 0 0 4 6 4 0 - 0 4 3 1 1 0 6 2 2 0 - 0 6 3 0 0 2 6 7 0 - 1 3 1 1 0 n o m n e y ) u 0 ) h 9 ( c 1 ( 0 0 0 0 1 7 8 6 0 0 8 2 4 0 - 0 0 9 0 - 6 2 0 1 0 0 0 2 0 - 9 1 2 0 - 1 2 5 0 - 1 7 2 0 0 1 8 7 0 - 8 8 0 0 0 m e i h g n h ) n 1 i k 1 ( d c s t g n o r t y t 9 1 1 g n u r t h F n I ì V b 2.3 Kiểm định phân phối chuẩn Giả định phân phối chuẩn phần dư giả định quan trọng mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển Phần dư (residual) khơng tn theo phân phối chuẩn nhiều ngun nhân sử dụng sai mơ hình, PSSS thay đổi, số liệu phần dư khơng đủ để phân tích, Có nhiều phương pháp khác để kiểm định, nhóm lựa chọn phương pháp xây dựng biểu đồ tần số phần dư lệnh “histogram” phương pháp kiểm định Jarque-Bera để kiểm tra giá trị Skewness Kurtosis lệnh “sktest” với giả thiết đặt là: H0 : Phần dư phân phối chuẩn H1 : Phần dư phân phối không chuẩn Kết thu cho thấy giá trị P_value kiểm định Skewness Kurtosis có p < 0.05 nên ta bác bỏ H0, đồng nghĩa phân phối không chuẩn Vậy nên với 5000 quan sát, phân phối mơ hình tiến gần đến phân phối chuẩn. Hình 2: Kết kiểm định phương pháp Jarque-Bera Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata Hình 3: Kết kiểm định phương pháp xây dựng biểu đồ tần số phần dư Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata Khắc phục mơ hình Từ bảng 5, thấy hai mơ hình Pooled OLS FEM vi phạm tượng PSSS thay đổi tự tương quan, nghĩa kết ước lượng thu mơ hình FEM chọn không hiệu quả. Để kết ước lượng hiệu quả, nhóm sử dụng phương pháp GLS (Generalized Least Squares) để khắc phục khuyết tật mơ hình Phương trình hồi quy GLS theo phương pháp cross -sectional time-series cho giá trị thống kê Wald chi2 cho mơ hình 2600.60, với giá trị P_value 0.0000 < 0.05 cho thấy kết chạy hồi quy GLS khắc phục khuyết tật PSSS thay đổi tự tương quan mơ hình Kết cho thấy kiemnhiem, quymo, donbay, 14 TAT, nugioi, kinhnghiem, thanhvien, tytrongtscd, GDP, LP có ảnh hưởng đáng kể đến ROA, biến số sohuu chuyenmon không đạt độ tin cậy đáng kể. ROA kiemnhiem quymo donbay TAT nugioi sohuu chuyenmon kinhnghiem thanhvien tytrongtscd LP GDP _cons Bảng 7: Bảng kết hồi quy theo mơ hình GLS Coef. Std Err. z P > |z| [95% Conf. Interval] 0.0026 0.0012 2.19 0.029 0.0003 0.0049 0.0041 0.0006 7.07 0.000 0.0029 0.0052 -0.1494 0.0035 -42.29 0.000 -0.1563 -0.1425 0.0117 0.0007 16.39 0.000 0.0103 0.0131 -0.0018 0.0007 -2.66 0.008 -0.0032 -0.0005 -0.0000 0.0001 -0.48 0.634 -0.0001 0.0001 -0.0022 0.0018 -1.20 0.230 -0.0057 0.0014 0.0004 0.0001 3.14 0.002 0.0001 0.0006 0.0016 0.0005 3.04 0.002 0.0006 0.0026 -0.0126 0.0031 -4.02 0.000 -0.0187 -0.0064 0.0137 0.0062 2.20 0.028 0.0015 0.0259 -0.4361 0.0640 -6.81 0.000 -0.5616 -0.3106 0.0183 0.0151 1.21 0.226 -0.0113 0.0478 Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata Bên cạnh phương pháp GLS, nhóm áp dụng thêm phương pháp sai số chuẩn mạnh (Robust) cho mơ hình hồi quy FEM chọn tiểu mục 2.3.2 Kết quả so sánh GLS FEM – robust thu sau: Bảng 8: Kết quả so sánh hai mơ hình FEM – Robust GLS kiemnhiem quymo donbay TAT nugioi sohuu chuyenmon kinhnghiem thanhvien tytrongtscd ROA (1) ROA (2) 0.00612 (1.45) 0.0208*** (3.37) -0.2-3*** (-5.17) 0.0209*** (5.37) -0.00230 (-0.84) 0.000471 (1.46) 0.00188 (0.33) -0.000291 (-0.81) 0.00345 (1.58) -0.0703*** 0.00259** (2.19) 0.00407*** (7.07) -0.149*** (-42.29) 0.0117*** (16.39) -0.00185*** (-2.66) -0.0000289 (-0.48) -0.00217 (-1.20) 0.000383*** (3.14) 0.00160*** (3.04) -0.0126*** 15 GDP LP _cons Số quan sát R-squared (-4.46) -1.343*** (-5.18) 0.121*** (5.07) -0.336** (-2.38) 5701 0.140 (-4.02) -0.436*** (-6.81) 0.0137** (2.20) 0.0183 (1.21) 5701 Ghi chú: Kí hiệu *,**,*** mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Nhóm sử dụng Robust GLS để khắc phục khuyết tật mơ hình Kết từ bảng cho thấy mơ hình GLS mơ hình FEM sử dụng Robust khắc phục khuyết tật mơ hình thì mơ hình GLS có nhiều biến với mức ý nghĩa thống kê 1% (***), biến lại có ý nghĩa thống kê mức 5% (**) biến giải thích kiemnhiem có ý nghĩa thống kê nên việc sử dụng mơ hình GLS phù hợp hơn. Thảo luận kết quả nghiên cứ u Sau chạy hồi quy với mơ hình GLS, nhóm đưa mơ hình nghiên cứu sau: , = + 0.00259 ∗ ℎ, + 0.00407 ∗ , + −0.149 ∗ , + 0.0117 ∗ , + −0.0126 ∗ , + 0.0137 ∗ , + −0.436 ∗ , + 0.0016 ∗ ℎℎ, + −0.00185 ∗ , + −0.0000289 ∗ ℎ, + −0.00217 ∗ ℎ + 0.000383 ∗ kinhnghiem + , Hầu hết biến tác động đến lợi nhuận HĐKD của công ty trừ hai biến sohuu chuyenmon ý nghĩa thống kê mơ hình GLS, nhiên hai biến lựa chọn tác động đến biến độc lập khác làm ảnh hưởng đến kết mơ hình hồi quy Để làm rõ tác động biến, biến chia thành nhiều nhóm sau: 4.1 Các biến tác động tích cực đến lợ i nhuận hoạt động kinh doanh kiemnhiem: Có mối tương quan chiều với biến phụ thuộc ROA có ý nghĩa thống kê mức 5% Điều có nghĩa có kiêm nhiệm làm biến phụ thuộc ROA tăng xấp xỉ 0.00259 đơn vị, giữ yếu tố khác không đổi Hệ số tương quan Coef xấp xỉ 0.00259, nhỏ thấy việc CEO kiêm nhiệm có tác động tích cực đến lợi nhuận HĐKD DN (đại diện số ROA) có thể giải thích việc có người đứng đầu công ty để quản lý trực tiếp tham gia vào hoạt động, định CEO kiêm nhiệm thường chấp nhận nhanh chóng hiệu so với việc phải qua nhiều môn, đơn vị cấp Kết tương đồng với Tina Yang Shan Zhao (2014); Baptista cộng sự (2011); Mike W Peng cộng (2007) nhóm chấp nhận giả thiết H0 rằng kiêm nhiệm có tác động đến lợi nhuận HĐKD DN. quymo: Coef 0.00407 Kết phù hợp với nhận định cơng ty lớn có khả có hiệu suất lớn hơn, điều ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận cơng ty (Majumdar Chhibber, 1999) 16 TAT: Hệ số tương quan 0.0117 cho thấy vịng quay tổng tài sản (TAT) có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả tài (ROA) Cụ thể, DN có TAT cao mức độ hiệu tài cao cơng ty việc sử dụng tài sản có vào hoạt động sản xuất kinh doanh có hiệu quả, dẫn đến tăng mức lợi nhuận/cải thiện HQHĐ Kết nghiên cứu ủng hộ kết nghiên cứu Murtadl o cộng sự (2014), cho TAT ảnh hưởng đến hiệu tài chính kinhnghiem: Hệ số Coef 0.000383, nhỏ nhưng phần cho thấy độ tuổi của thành phần HĐQT cao có nhiều kinh nghiệm, vốn hiểu biết xã hội gia tăng Kết đồng tình với ý kiến Wegge ctg (2008) cho kinh nghiệm cao khả làm việc nhóm tốt, tăng lợi nhuận HĐKD. thanhvien: Hệ số tương quan Coef 0.0016, kết nghiên cứu tương đồng với số nghiên cứu trước (Haniffa cộng sự, 2006) Điều giải thích HĐQT có quy mơ lớn có thuận lợi việc nâng cao chức Ban quản trị như hỗ trợ tư vấn, giảm chuyên quyền nhà quản lý; ngồi cịn có lợi việc tiếp nhận thông tin điều giúp họ nắm giữ nhiều tác nhân ảnh hưởng đến giá trị công ty; đưa chiến lược kinh doanh phù hợp. LP: Hệ số tương quan Coef 0.0137 cho thấy lạm phát lúc kẻ thù HĐKD DN, điều lý giải do lạm phát tăng, người dân có xu hướng tích trữ đồ, quy đổi tiền mặt thành hàng hố dẫn đến lợi nhuận từ HĐKD tăng lên Ngoài ra, DN xuất khẩu, dù lạm phát nước cao thấp lạm phát nước đối tác thương mại sản phẩm xuất có lợi cạnh tranh so với nước bạn hàng. 4.2 Các biến tác động tiêu cực đến lợ i nhuận hoạt động kinh doanh donbay: Hệ số tương quan Coef -0.149 cho thấy đòn bẩy có mối quan hệ ngược chiều đáng kể với HQHĐ Các nhà nghiên cứu trước mối liên hệ tiêu cực với đòn bẩy HQHĐ của cơng ty (Mahmoudi, 2014; Doğan, 2013) Trường hợp địn bẩy tài cao chứng tỏ nợ sử dụng nhiều vốn chủ sở hữu từ làm tăng chi phí tài chính. nugioi: Kết nghiên cứu đồng tình với quan điểm Fairlie Robb (2009), cho nhà điều hành nữ làm giảm hiệu tài DN so với nam, nhà sáng lập hay CEO nữ thường bị hạn chế kinh nghiệm, tài hành nghề theo mơ hình kinh doanh gia đình Tuy nhiên kết nghiên cứu tìm thấy hệ số tương quan Coef -0.00185, nhỏ, cho thấy tác động không lớn đến lợi nhuận DN. tytrongtscd: Nghiên cứu tìm thấy mối tương quan âm (hệ số tương quan Coef -0.0126) việc nắm giữ nhiều TSCĐ đối với lợi nhuận HĐKD Có thể giải thích điều tình hình kinh tế biến động, cịn nhiều khó khăn việc mở rộng HĐKD; ngồi cịn phụ thuộc vào trình độ quản lý DN, hiệu mà tài sản mang lại, chi phí bỏ ra, trình độ lao động,… GDP: Tác động từ GDP mạnh số biến nghiên cứu với hệ số Coef -0.436 Kết đồng tình với quan điểm của Barro, R.J X.Sala-i-Martin (1995) cho GDP cao ảnh hưởng tiêu cực tăng trưởng kinh tế không bền vững dẫn đến suy thối kinh tế. 17 V KẾT LUẬN Kết nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tích cực CEO kép lợi nhuận HĐKD của DN Những lợi ích đến từ việc CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT quản lý trực tiếp tham gia vào hoạt động, định CEO kép thường chấp nhận nhanh chóng hiệu so với việc phải qua nhiều môn, đơn vị cấp Các DN nâng cao lợi nhuận HĐKD cách thực việc kiêm nhiệm Ngồi ra, quy mơ cho tác động chiều nên DN muốn tăng lợi nhuận nên cân nhắc vay thêm vốn để mở rộng quy mô, nhiên địn bẩy tài chính cho tác động ngược chiều khuyến cáo công ty cân nhắc lượng vốn vay thêm cách sử dụng thích hợp. Tăng cường vòng quay tổng tài sản cách giảm thiểu hàng tồn kho, gia tăng số lượng thành viên HĐQT nhân có thâm niên cách giúp DN gia tăng lợi nhuận Bên cạnh đó, việc Ban giám đốc sở hữu nhiều cổ phần công ty điều không nên họ tăng cường quyền hạn kiểm sốt cơng ty Nghiên cứu mở nhiều hướng cho nghiên cứu tương lai Dù cố gắng điều chỉnh chắn mơ hình nhóm cịn nhiều thiếu sót Hiện mơ hình cịn tồn đọng hạn chế sau: Dữ liệu thu thập từ DN Việt Nam nên kết luận suy rộng cho quốc gia khác giới. Các DN không phân chia theo giai đoạn vòng đời nên chưa trả lời cho câu hỏi liệu việc kiêm nhiệm có ảnh hưởng khác dựa vịng đời DN hay khơng tác động mạnh vào giai đoạn nào. Kết từ nghiên cứu trước cho thấy nhiều yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận HĐKD nghiên cứu đo lường vài đặc điểm CEO (sự kiêm nhiệm, ),các yếu tố nội vài yếu tố vĩ mô (GDP, lạm phát) mà bỏ qua đặc điểm khác (quốc tịch, tình trạng nhân CEO; thị trường, cạnh tranh, ) hạn chế về khả thu thập liệu dẫn đến hiệu chỉnh không cao, kết nghiên cứu chưa trọn vẹn. Đồng thời kiểm định với 5000 quan sát, phân phối tiến gần đến phân phối chuẩn. Các liệu nghiên cứu tạo vấn đề tính nội sinh, GLS mơ hình thích hợp sau khắc phục khuyết tật chưa thể khắc phục tượng nội sinh, cần sử dụng mơ hình cao cấp để giải quyết. Nhóm hy vọng nghiên cứu tương lai khắc phục hạn chế để góp phần hoàn thiện đề tài thảo luận Việt Nam kinh tế khác. Tài liệu tham khảo Bainbridge, S (2002) Why a Board? Group Decisionmaking in Corporate Governance 55 Vanderbilt Law Review Abdullah, S.A (2004) Board Composition, CEO Duality and Performance among Malaysian Listed Companies Corporate governance, (4), 47-61 Adams, R A (2005) Powerful CEOs and their impact on corporate performance. Review of Financial Studies 18 , 1403-1432 Aier et al (2005) The Financial Expertise of CFOs and Accounting Restatements. Accounting Horizons, 19(3), 123-135 18 Alarussi, A.S and Alhaderi, S.M (2018) Factors affecting profitability in Malaysia. Journal of Economic Studies, 45(3), 442-458 Alghusin, N A S (2015) Do Financial Leverage, Growth and Size Affect Profitability of Jordanian Industrial Firms Listed? International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 5(4), 335348 Baliga, B R., Moyer, R C., & Rao, R S (1996) CEO duality and firm performance: What's the fuss? Strategic Management Journal, 17(1), 41-53 Baptista, M., de Melo, M A c., & Klotzle, M c (2011) CEO duality and firm performance in Brazil: evidence from 2008 Pensamento Contemporâneo em Administraẹão, 5(1), 24-37 Barro, R.J., and Sala-I-Martin, X (1995) Economic growth. Journal of Economic Dynamics and Control, 21, 895-898 Bhagat S & Bolton B (2013) Director Ownership, Governance, and Performance. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 48(1), 105-135 Boyd, B (1995) (1995) CEO duality and firm performance: A contingency model Strategic Management Journal, 16, 301-312 Brickley, J.A., Coles, J.L & Jarrell, G (1997) Leadership Structure: Separating the CEO and Chairman of the Board. Journal of Corporate Finance, 3, 189-220 Chen, C.-W., Lin, J B., and Yi, B (2008) CEO duality and firm performance: An endogenous issue Corporate ownership and control, 6(1), 58-65 Coles, J.L., Daniel, N.D & Naveen, L (2008) Boards: Does One Size Fit All? Journal of Financial Economics, 87, 329-356 Daily, C M & Dalton, D R (1994) Corporate Governance and the Bankrupt Firm: An Empirical Assessment Strategic Management Journal, 15(8), 643-654 Dalton, D R (1998) Meta-analytic reviews of board composition, leadership structure and financial performance Strategic management journal, 19(3), 269-290 Dogan M (2013) Does Firm Size Affect The Firm Profitability? Evidence from Turkey Journal of Finance and Accounting Donaldson, L & Davis, J (1991) Stewardship Theory or Agency Theory. Australian Journal of Management , 16, 49-64 Dunn, P (2004) The Impact of Insider Power on Fraudulent Financial Reporting. Journal of Management , 30(3), 397-412 Eisenhardt, K.M & Bourgeois, L.J (1988) Politics of Strategic Decision Making in High-Velocity Environments: Toward a Midrange Theory cademy of Management Journal, 31, 737-770 Elsila, A., Kallunki, J P., Nilsson, H., and Sahs (2013) CEO Personal Wealth, Equity Incentives and Firm Performance orporate Governance: An International Review, 21(1), 26-41 Fairlie, R W and Robb, A M (2009) Gender differences in business performance: evidence from the Characteristics of Business Owners survey Small Business Economics, 33(4), 375-395 Faleye, O (2007) Does One Hat Fit All? The Case of Corporate Leadership Structure. Journal of Management & Governance, 1(2), 23-33 Fama, E.F & Jensen, M.C (1983) Separation of Ownership and Control. Journal of Law and Economics, 26, 301- 325 Finegold, D B (2007) Corporate Boards and Company Performance: review of research in light of recent reforms Corporate Governance: An International Review, 15(5), 865-878 Finkelstein, S & (1994) CEO Duality as a Double-Edged Sword: How Boards of Directors Balance Entrenchment Avoidance and Unity of Command. Academy of Management Journal, 37, 1079-1108 Gounopoulos & Pham (2018) Specialist CEOs and IPO survival Journal of Corporate Finance, 53, 102-17 Haniffa, R & Hudaib, M (2006) Governance Structure and Performance of Malaysian Listed Companies ournal of Business Finance and Accounting, 33, 1034-1062 19 Hermalin, B and Weisbach, M (2003) Boards of Directors as an Endogenously Determined Institution: A Survey of the Economic Literature. Economic Policy Review, 9, 7-26 Lee, C Y (2014) The effects of firm specific factors and macroeconomics on profitability of property-liability insurance industry in Taiwan Asian Economic and Financial Review, 4(5), 681-691 Levy, L (1981) Reforming Board Reform. Harvard Business Review, 59(1), 166-172 Mahmoudi, S (2014) The Effect of Leverage on Cement Industry Profitability. Reef Resources Assessment and Management Technical Paper , 40, 673-676 Majumdar, S K., & Chhibber, P (1999) Capital Structure and Performance: Evidence from a Transition Economy on an Aspect of Corporate Governance Public Choice, 98, 287-305 Malik F., Wang F., Naseem M A., Ikram A., Ali S (2020) Determinants of corporate social responsibility related to CEO attributes: An empirical study SAGE Open, 10(1), 1 – 12 Mike W P, Zhang S & Xinchun L (2007) CEO Duality and Firm Performance During China’s Institutional Transitions. Management and Organization Review, 3(2), 205-225 Murtadlo, A.A., Immam, Y, & Wahono, B (2014) Effect of capital structure, wealth structure and asset turnover on financial performance. Journal ofEconomics and Management , 12(1), 1-10 Nakano, M and Nguyen, P (2011) Do older boards affect firm performance? An empirical analysis based on Japanese firms Working Pages Pham, N., Oh, K B & Pech, R (2015) Mergers and acquisitions: CEO duality, operating performance and stock Pacific-Basin Finance Journal, 35 Part A, 298-316 Pi, L and Timme, S (1993) Corporate Control and Bank Efficiency. Journal of Banking and Finance, 17, 515530 Rechner, P L & Dalton, D R (1991) CEO Duality and Organizational Performance: A longitudinal analysis Strategic Management Journal, 12(2), 155-160 Rhoades, D., Rechner, P and Sundaramurthy, C (2001) A Meta-analysis of Board Leadership Structure and Financial Performance: Are “two heads better than one”? Corporate Governance: An International Review, 9, 311-319 S.V Berg & S.K Smith (1978) CEO and board chairman: A quantitative study of dual vs unitary board leadership. Directors & Boards, 3(1), 34-39 Singhathep, T and Pholphirul, P (2015) Female CEOs, Firm Performance, and Firm Development: Evidence from Thai Manufacturers Gender, Technology and Development , 19(3), 320-345 Smith, N., Smith, V., & Verner, M (2006) Do Women in Top Management Affect Firm Performance? A Panel Study of 2,500 Danish Firms. International Journal of Productivity and Performance Management , 55, 569-593 Tang, J (2017) CEO duality and firm performance: The moderating roles of other executives and blockholding outside directors. European Management Journal, 35(3), 362-372 Tone Hosmer, L (1982) The importance of strategy leadership. Journal of Business Strategy, 3, 47-57 Valenti, M.A., Luce, R., & Mayfield, C (2011) The Effects of Firm Performance on Corporate Governance Management Research Review, 34(3), 266-283 Vătavu, S (2014) The determinants of profitability in companies listed on the bucharest stock . Annals of the University of Petrosani Economics, 14(1), 329-338 Wegge, J et al (2008) Age and Gender Diversity as Determinants of Performance and Health in a Public Organization: The Role of Task Complexity and Group Size. Journal of Applied Psychology, 93(6), 1301-1313 Yang, T & Zhao, S (2014) CEO Duality and Firm Performance: Evidence from an Exogenous Shock to the Competitive Environment Journal of Banking & Finance, 49, 534-552 Zeitun, R., & Tian, G.G (2007) Capital structure and corporate performance: evidence from Jordan The Australasian Accounting Business & Finance Journal, 1(4), 40-61 20
Ngày đăng: 21/08/2023, 15:51
Xem thêm: