THÔNG TIN TÀI LIỆU
ĐẠI HỌC UEH TRƯỜNG KINH DOANH KHOA TÀI CHÍNH TIỂU LUẬN KINH TẾ LƯỢNG TÀI CHÍNH Đề tài: 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 Phân GVHD: Th.S Huỳnh Ngọc Quang Anh Mã HP: 23D1FIN50500412 Nhóm thực hiện: Nhóm Phạm Thanh Nhân 31211021379 Võ Lê Thanh Ngọc 31211021368 Trần Nguyễn Như Ngọc 31211023916 Hồng Khánh Nhi 31211021383 Tơ Minh Nhớ 31201022566 TP Hồ Chí Minh, ngày 05 tháng 05 năm 2023 MỤC LỤC I ĐẶT VẤN ĐỀ Lí thực đề tài II III 3.1 3.2 3.3 IV 1.1 1.2 2.1 2.2 2.3 Mục tiêu nghiên cứu Câu hỏi nghiên cứu TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ ĐẶT GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU Dữ liệu Mơ hình nghiên cứu Mô tả phương pháp đo lường biến Biến phụ thuộc Biến độc lập Biến kiểm soát PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN Thống kê mô tả biến Biến định lượng Biến định tính Phân tích kết hồi quy Kiểm định tượng tương quan đa cộng tuyến Kiểm định tượng PSSS thay đổi tự tương quan 2.2.1 Mô hình hồi quy gộp Pooled OLS 2.2.2 Kiểm định Hausman: Lựa chọn mơ hình FEM/REM Kiểm định phân phối chuẩn Khắc phục mơ hình Thảo luận kết nghiên cứu Các biến tác động tích cực đến lợi nhuận hoạt động kinh doanh Các biến tác động tiêu cực đến lợi nhuận hoạt động kinh doanh 4.1 4.2 V KẾT LUẬN Tài liệu tham khảo 2 4 5 6 8 9 10 11 11 12 14 14 16 16 17 18 18 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CHỮ VIẾT TẮT CỤM TỪ ĐƯỢC VIẾT TẮT HĐQT Hội CEO Giám đốc điều hành HQHĐ Hiệu hoạt động HOSE Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM HĐKD Hoạt FEM Mơ hình hồi quy với tác động cố định QTDN Quản trị doanh nghiệp DN Doanh nghiệp 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 gộp GLS Bình phương tối thiếu tổng quát PSSS Phương sai sai số đồng quản trị động kinh doanh DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1: Các biến mơ hình Bảng 2: Kết thống kê mô tả biến định lượng .9 Bảng 3: Kết thống kê mô tả biến định tính Bảng 4: Kết 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 hồi quy theo mô hình GLS 15 Bảng 8: Kết so sánh hai mô hình FEM – Robust GLS 15 DANH MỤC HÌNH ẢNH Hình 1: Kết 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 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 công ty mẫu nghiên cứu ngoại trừ tỷ lệ cổ phần nắm giữ Ban giám đốc tỷ lệ giám đốc có chun mơn tài Từ khóa: CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT, lợi nhuận hoạt động kinh doanh I ĐẶT VẤN ĐỀ Lí thực 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 công 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 ròng quyền lực CEO giá trị công 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 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 chi phí đại diện, nhược điểm tiềm tàng quyền lực CEO 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 khuyên thẳng thắn từ HĐQT nhà quản lý cấp cao Họ phóng đại quan điểm khả sẵn sàng chấp nhận lời khuyên người khác Một số nghiên cứu cho lời khuyên góp phần cải thiện định Coles ctg (2008) nhấn mạnh vai trị cố vấn giám đốc bên ngồi cho thấy tương đối quan trọng công ty phức tạp nhận thấy giám đốc từ ngành liên quan tham gia vào HĐQT 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 công 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 nhuận HĐKD 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 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 cứu Mục tiêu chung: Đề tài phân tích làm rõ mối quan hệ quyền lực CEO lợi nhuận HĐKD 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 Câu hỏi nghiên cứu 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 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 CỨU 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 trị 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 công ty tối ưu áp dụng hình thức quản trị độc lập Vì HĐQT có trách nhiệm theo dõi công việc nhà quản lý kiêm nhiệm tồn CEO có khả chi phối vai trị HĐQT, lạm dụng quyền lực để tư lợi dẫn đến gia tăng vấn đề đại diện, giảm HQHĐ Các công ty theo đuổi mơ hình quản trị độc lập, có tách biệt hoàn toàn CEO Chủ tịch HĐQT đem lại thành tích tốt hơn, giá trị cơng 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) Ngoài 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 cơng ty lợi ích cổ đông Trái ngược với lý thuyết đại diện, lý thuyết quản lý cho kiêm nhiệm gia tăng HQHĐ côn g 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 công 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 kiêm 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 – 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 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 cơng 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 công 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 khơng 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 Dav is, 1991; Rechner Dalton, 1991; Abdullah, 2004) dựa kỹ thuật phân tích đơn biến khơng 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 việc kiêm nhiệm HQHĐ DN cấu trúc lãnh đạo thay đổi; 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 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 không 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 DN III DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 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 Mơ hình nghiên cứu Mối quan hệ quyền lực CEO (đo lường biến giả CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT) lợi nhuận HĐKD (đo lường lợi nhuận tài sản ROA) DN nghiên cứu thông qua mô hình hồi quy sau: , =+ ℎ , + , + , + , + , + ,+ , + ℎ ℎ , + , + ℎ , + ℎ , + ℎ ℎ , + , , đại diện lợi nhuận HĐKD DN i năm t, ℎ , biến giả CEO kiêm nhiệm đại diện cho quyền lực CEO DN i năm t, hệ số chặn, , sai số Các biến kiểm soát chọn đặc điểm cấp độ công ty biến kinh tế vĩ mô 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 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 thành viên HĐQT (kinhnghiem), tất biến mơ tả trình bày 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) Mô hình hồi quy FEM sử dụng có tác động từ DN khơng 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 phương pháp đo lường 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 Số lượng thành viên HĐQT (thanhvien): Quy mơ HĐQT có tương quan đến HQHĐ công 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 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 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) 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 công 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 công ty Tỷ lệ giám đốc có chun mơn tài (chuyenmon): Aier cộng (2005) chứng minh CEO chuyên môn tài có khả quản trị lợi nhuận Mặt khác, Gounopoulos Pham (2018) cho công ty niêm yết có CEO chuyên gia tài có khả quản trị lợi nhuận so với cơng ty có C EO 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 điể m ràng buộc nguồn lực, thành viên HĐQT có nhiề u kinh nghiệm vốn hiểu biết xã hội trải nghiệm họ gia tăng Do đó, mơi trườ ng HĐKD phức tạp, thành viên HĐQT có nhiề u kinh nghiệm gia tăng khả làm việc nhóm, từ gia tăng HQHĐ cơng ty (Wegge ctg, 2008) Kinh nghi ệm HĐQT đo lường độ tuổi trung bình thành viên HĐQT (Nakano Nguyen, 2011) IV PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN Thống kê mô tả biến 1.1 Biến định lượng Bảng cho thấy từ năm 2008 - 2019, ROA dao động từ -1.69 (giá trị nhỏ nhất) đến 0.78 (giá trị lớn nhất) cho thấy số tỷ suất sinh lợi tài sản công ty khác nhau, có nh ững DN kinh doanh tốt có lợi nhuận, nhiên bên cạnh có DN kinh doanh thua lỗ Giá trị trung bình ROA 0.06 > 0.05 cho thấy mức tỷ suất sinh lời tài sản tốt từ DN bình), Độ lệch chuẩn 0.087 (lớn mức giá trị trung dao động mạnh liệu Bảng 2: Kết thống kê mô tả biến định lượng 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 khơng 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 hai vị trí CEO Chủ tịch HĐQT Bảng 3: Kết thống kê mơ tả biến định tính CEO kiêm nhiệm Chủ tịch HĐQT Tổng cộng Số lượng Tỷ lệ % Tỷ lệ % tích lũy 3,938 68.88 68.88 1,779 31.12 100.00 5,717 100.00 Nguồn: Kết thống kê ứng dụng Stata Phân tích kết hồi quy Cột thứ bảng mơ hình hồi quy Pooled OLS, thứ hai hồi quy với mô 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 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 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*** 0.00612** (2.19) 0.0208*** 0.00487* (1.86) 0.0109*** (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) (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) (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 Ghi chú: Kí hiệu *,**,*** mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% 2.1 Kiểm định tượng tương quan đa cộng tuyến 10 5,701 0.1580 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 không vượt qua 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 tượng 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 không hiệu Một giả thiết quan trọng 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) Nế u xuất PSSS thay đổi làm thống kê không đáng tin cậy, dẫn đến sai lầm kết luận 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 Một giả thiết quan trọng 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 làm thống kê không đáng tin cậy, dẫn đến sai lầm kết 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 Kết tiến hành kiểm định Breusch-Pagan từ Stata Prob>chi2=0.0000 hay P_value = 0.0000 < 0.05 nên ta chấp 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 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 mô hình hồi quy với tác động ngẫu nhiên REM thay 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 mô 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: Lựa chọn mô hình FEM/REM Nhóm sử dụng kiểm định Hausman để xác định mơ hình phù hợp hai mơ hình FEM (fixed effects model) REM (random effects model), kiểm tra giả định thống kê kinh tế lượng nhằm xem xét phần dư mơ hình có tương quan vớ i biến độc lập hay không để xác định mơ 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 PSSS thay đổi Kiểm FEM Prob>chi2=0.0000 Prob>chi2=0.0000 → định Lựa chọn mơ hình REM Có tượng PSSS thay đổi mơ hình Tự tương Prob>F=0.0000 quan → OLS → 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 Kết kiểm định lựa chọn bảng cho thấy phương pháp hồi quy theo FEM thích hợp để giải thích cho mơ hình 12 a n n1 g u n ụ ê( n q d r ố t u g t h1 ế ) g n ) ê t( K1 N ứ ) ả :1 t a t F I S g V 2 1 1 1 k ( ) ( 7 0 1 1 1 0 0 0 1 0 0 0 0 - - 0 9 - ) a u ( ( q B ( ) 0 t ( ( c ( n ế ) h ) y u ( ) í 1 00 t 02 n 0 ) 03 0 02 ( â ộ ) c a ( đ 00000 n B g ) ả 0 e A O R 100 mT 0175 b i n 0 m 0 3 e 0 1 i k - 10- oy i n a ) ( 03 0 ) ( 79 h i : n v 36 5 ả n 00000 29792 yn uo o e i g v Au h qd T n n ) ) ) ))a 34 67h 0 g m 00 0 p n 90 ( 82 6 10 047 h t g ) 10000 68290 so 0 03 2 h 01 n u 06 g ) 07836 u (( ( ((t 1 6 0 0 0 - - 0 - 0 0 0 - n o m ne g n m y ) u (9 ch h )h0n1 i c s t g n o 0 ) r t y ( t 1 L d 0 P 0 0 0 - (k ei - 1 0 0 - - - 0 2 1 - 0 - - 7 ) (
Ngày đăng: 20/09/2023, 15:24
Xem thêm: