GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Nghiên cứu “Quy mô và tính độc lập của HĐQT” tập trung vào vai trò quan trọng của Hội đồng quản trị (HĐQT) trong cấu trúc công ty, với quyền hạn thuê mướn, sa thải và trả thù lao cho đội ngũ điều hành cấp cao HĐQT là cơ quan quản lý công ty, chịu trách nhiệm trước cổ đông về hoạt động của công ty, đảm bảo tuân thủ pháp luật và Điều lệ công ty, đồng thời đối xử công bằng với tất cả cổ đông Trong quản trị công ty, HĐQT đóng vai trò cốt lõi trong việc thiết lập và duy trì nguyên tắc quản trị hiệu quả, xây dựng mục tiêu, phát triển tầm nhìn và giá trị công ty Họ cũng định hướng chiến lược và giám sát quản lý để đảm bảo thực thi kiểm soát Để đưa ra các chính sách đúng đắn vì lợi ích của công ty và cổ đông, HĐQT cần có thành viên độc lập có năng lực và kinh nghiệm.
Thành viên HĐQT độc lập đóng vai trò cầu nối quan trọng trong việc giải quyết xung đột lợi ích giữa cổ đông lớn và nhỏ, cũng như giữa cổ đông và quản lý công ty Họ giúp giám sát, giảm thiểu lạm dụng quyền hạn và bảo vệ lợi ích chung của công ty, đặc biệt là cổ đông nhỏ Tỷ lệ thành viên độc lập cao trong HĐQT giúp hạn chế sự thống trị của các thành viên bên trong, đồng thời mang đến góc nhìn mới và kỹ năng giám sát cho công ty Tại Việt Nam, vai trò của thành viên HĐQT độc lập chưa được xem trọng và hiện chưa có quy định cụ thể về tiêu chí, định nghĩa hay kinh nghiệm của họ Quyết định 12/2007/QĐ-BTC yêu cầu một phần ba tổng số thành viên HĐQT phải là thành viên độc lập không điều hành, và Thông tư 121/2012/TT-BTC tiếp tục quy định tương tự nhưng vẫn còn nhiều hạn chế Mặc dù có nhiều nghiên cứu về HĐQT và hiệu quả hoạt động công ty tại Việt Nam, nhưng chưa có nghiên cứu cụ thể nào về thành viên HĐQT độc lập, khiến đây trở thành đề tài thú vị cho luận văn tốt nghiệp của tác giả.
Nghiên cứu về "Yếu tố tác động lên quy mô và tính độc lập của thành viên HĐQT ở các doanh nghiệp tại Việt Nam" nhằm cung cấp cái nhìn mới về vai trò của HĐQT và thành viên độc lập, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động cho các doanh nghiệp Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này xem xét mức độ tác động của các yếu tố đến quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và số lượng thành viên độc lập trong các công ty cổ phần niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM giai đoạn 2010-2012 Mục tiêu là kiểm tra các cặp câu hỏi nghiên cứu liên quan đến sự ảnh hưởng của các yếu tố này.
Quy mô HĐQT có tương quan với quy mô BKS? h
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với quy mô BKS?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu cổ đông lớn?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu cổ đông lớn?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu nhà nước?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu nhà nước?
Quy mô HĐQT có tương quan với sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT?
Quy mô HĐQT có tương quan với sở hữu của ban quản lý?
Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có tương quan với sở hữu ban quản lý?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
- Đối tượng nghiên cứu chính là quy mô HĐQT và thành viên HĐQT độc lập ở các công ty cổ phần
- Phạm vi nghiên cứu là 112 công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE khảo sát trong ba năm từ 2010 đến 2012.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để thu thập dữ liệu và sử dụng phần mềm STATA 11 nhằm phân tích và xử lý dữ liệu bảng cân Mục tiêu là tìm ra mối tương quan giữa các yếu tố liên quan đến quy mô và thành viên của Hội đồng Quản trị độc lập.
Bố cục của luận văn
Luận văn được cấu trúc như sau: Phần 2 tổng hợp các nghiên cứu liên quan và đề xuất giả thuyết về các yếu tố ảnh hưởng đến quy mô và tính độc lập của Hội đồng quản trị (HĐQT) Phần 3 trình bày dữ liệu và phương pháp nghiên cứu được áp dụng Phần 4 công bố kết quả nghiên cứu Cuối cùng, phần 5 nêu rõ các kết luận chính, những hạn chế của nghiên cứu và hướng đi cho các nghiên cứu tiếp theo.
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN VÀ GIẢ THUYẾT VỀ CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG LÊN QUY MÔ VÀ TÍNH ĐỘC LẬP CỦA HĐQT
Các nghiên cứu liên quan
2.1.1 Các nghiên cứu trên thế giới
Các nghiên cứu trước đây đã đưa ra nhiều giả thuyết về yếu tố và cấu trúc của Hội đồng quản trị (HĐQT) chủ yếu ở các nền kinh tế phát triển Boone và các cộng sự (2007) đã khảo sát sự phát triển quy mô HĐQT qua mẫu 1.019 công ty từ khi phát hành cổ phiếu lần đầu đến 10 năm sau, với ba giả thuyết chính: Quy mô hoạt động, Giám sát và Thương lượng Giả thuyết Quy mô hoạt động cho rằng quy mô và cấu trúc HĐQT tương ứng với quy mô và tăng trưởng của công ty, cho thấy rằng công ty phát triển sản phẩm mới hoặc mở rộng thị trường sẽ tìm kiếm thành viên HĐQT mới để giám sát hiệu quả hơn Giả thuyết Giám sát chỉ ra rằng quy mô và cấu trúc HĐQT phản ánh sự đánh đổi giữa chi phí và lợi ích giám sát, với quy mô tối ưu là có nhiều thành viên độc lập để giảm chi phí giám sát Cuối cùng, Giả thuyết Thương lượng cho rằng cấu trúc HĐQT phản ánh kết quả đàm phán giữa CEO và các thành viên độc lập, trong đó CEO sử dụng ảnh hưởng của mình để đạt được thặng dư cho công ty.
Nhiều nghiên cứu gần đây đã mở rộng các giả thuyết của Boone và cộng sự (2007) bằng cách bổ sung thêm nhiều biến khác để phù hợp với từng quốc gia Guest (2008) đã khảo sát các yếu tố cấu trúc của HĐQT tại Vương quốc Anh từ 1981 đến 2002, sử dụng mẫu lớn các công ty Ông so sánh môi trường pháp lý giữa Anh và Mỹ, đưa ra giả thuyết rằng quy mô HĐQT ở Anh có vai trò giám sát yếu hơn, không bị ảnh hưởng bởi các yếu tố giám sát Bên cạnh đó, cải cách ở Anh là tự nguyện, trái với Mỹ, nơi cải cách mang tính bắt buộc Ông cũng chỉ ra rằng cấu trúc HĐQT chịu tác động từ các xu hướng dài hạn, nhu cầu tư vấn, ảnh hưởng của CEO và các cải cách quy chế Quy mô HĐQT được xác định bởi nhu cầu tư vấn và ảnh hưởng của CEO, trong khi tỷ lệ thành viên độc lập phụ thuộc vào ảnh hưởng của CEO.
Còn ở Nga, Iwasaki (2008) thực hiện khảo sát 730 công ty chứng khoán từ tháng
Từ tháng 02 đến tháng 06 năm 2005, 859 nhân viên quản lý cao cấp từ các doanh nghiệp công nghiệp và truyền thông ở 64 khu vực hành chính đã được phỏng vấn để khảo sát quá trình phát triển tổ chức và môi trường kinh doanh trong nền kinh tế chuyển đổi ở Nga Nghiên cứu chỉ ra rằng các yếu tố cấu thành Hội đồng quản trị (HĐQT) được phân chia thành ba nhóm: đàm phán, loại hình doanh nghiệp và hoạt động kinh doanh Kết quả cho thấy, các biến đàm phán có khả năng giải thích đáng kể giữa các yếu tố tiềm năng Hơn nữa, bằng chứng thực nghiệm cho thấy hệ thống pháp lý ở Nga cùng với những đặc điểm riêng của nền kinh tế chuyển đổi cũng có ảnh hưởng nhất định đến cấu trúc HĐQT.
Nghiên cứu của Coles và cộng sự (2008) đã khảo sát 1.500 công ty Mỹ từ 1992 đến 2001, chỉ ra rằng các công ty gặp nhiều vấn đề thường cần nhiều tư vấn hơn và có quy mô HĐQT lớn hơn với nhiều thành viên độc lập Tương tự, nghiên cứu của Linck và cộng sự (2008) với gần 7.000 công ty từ 1990 đến 2004 cho thấy cấu trúc HĐQT phù hợp với chi phí và lợi ích của vai trò tư vấn và giám sát, không ủng hộ quan điểm rằng quy mô nhỏ hơn với nhiều thành viên độc lập hoàn toàn ưu việt Cụ thể, các công ty có cơ hội tăng trưởng cao và chi phí nghiên cứu lớn thường có quy mô HĐQT nhỏ hơn và ít thành viên độc lập, trong khi các công ty lớn lại có quy mô HĐQT lớn hơn và nhiều thành viên độc lập hơn.
Theo Boone cùng các cộng sự (2007), quy mô và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan dương với quy mô hoạt động, được đo lường qua ba biến: quy mô công ty, tuổi và số ngành hoạt động Đồng thời, chúng cũng tương quan dương với lợi ích cá nhân qua hai biến: tập trung ngành và sự hiện diện của người nắm quyền giám sát Ngược lại, mối tương quan âm được ghi nhận với các chi phí giám sát qua bốn biến: giá trị thị trường so với giá trị sổ sách, chi phí nghiên cứu, lợi nhuận dao động và quyền sở hữu của CEO Những phát hiện này hỗ trợ lập luận về sự đánh đổi giữa lợi ích và chi phí của việc gia tăng giám sát công ty Hơn nữa, tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với ảnh hưởng của CEO, đo lường qua quyền sở hữu và nhiệm kỳ của CEO, trong khi lại tương quan dương với việc kiềm chế ảnh hưởng của CEO thông qua sở hữu của thành viên HĐQT độc lập Các nghiên cứu của Linck cùng các cộng sự (2008) và Coles cùng các cộng sự (2008) tại Mỹ, cũng như Lasfer (2006) và Guest (2008) tại Vương quốc Anh, đã cho thấy kết quả tương tự.
Nghiên cứu của Prevost và các cộng sự (2002) tại New Zealand cho thấy tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan dương với quy mô HĐQT và âm với tăng trưởng, trong khi mối quan hệ với sở hữu bên trong là khó dự đoán Ngược lại, nghiên cứu của Mak và Li (2001) tại Singapore chỉ ra rằng giám sát doanh nghiệp còn yếu kém với quyền sở hữu tập trung cao và sở hữu của chủ doanh nghiệp lớn trong các công ty tư nhân Họ phát hiện rằng sở hữu doanh nghiệp và cấu trúc HĐQT có mối tương quan với nhau, với tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập có mối tương quan âm với sở hữu của ban quản lý, quy mô HĐQT và sở hữu của nhà nước.
Nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012) tập trung vào các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn Thẩm Quyến và Thượng Hải từ 1999 đến 2003, cho thấy quy mô HĐQT chủ yếu bị ảnh hưởng bởi các vấn đề doanh nghiệp và quy chế thiết lập thành viên độc lập Tại Trung Quốc, các yếu tố quản trị như cấu trúc sở hữu tập trung cao ảnh hưởng đến quy mô và cấu trúc HĐQT, với sự can thiệp vào việc thuê thành viên độc lập bên ngoài như một công cụ giám sát Ngoài ra, ở các công ty có sở hữu nhà nước cao nhưng thiếu sự giám sát từ nhà nước, cơ chế giám sát thay thế với các thành viên độc lập đã xuất hiện Nghiên cứu cũng giới thiệu các yếu tố quản trị mới có tác động đáng kể, trong đó quy mô BKS và sở hữu nhà nước cho thấy mối quan hệ tích cực với quy mô HĐQT.
HĐQT, trong khi đó quy mô BKS cùng với sở hữu nhà nước có tác động ngược chiều với thành viên độc lập
2.1.2 Các nghiên cứu tại Việt Nam
Trước khi tiến hành nghiên cứu, tác giả không phát hiện bất kỳ nghiên cứu định lượng nào liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng đến quy mô và tính độc lập của Hội đồng quản trị (HĐQT).
Nghiên cứu về quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) và thành viên độc lập đã được thực hiện từ nhiều góc độ khác nhau Phạm Quốc Việt (2010) đã phân tích ảnh hưởng của các yếu tố điều hành đến hiệu quả hoạt động của công ty cổ phần trong luận án Tiến sĩ, với dữ liệu khảo sát từ năm 2006 đến 2008 Đỗ Thị Như Quỳnh (2012) đã khảo sát 100 công ty niêm yết với 304 quan sát trong giai đoạn từ 2007 đến 2011 để nghiên cứu mối tương quan giữa quản trị công ty và hiệu quả thông qua các đặc tính của HĐQT, bao gồm quy mô HĐQT, tính kiêm nhiệm của chủ tịch, tỷ lệ thành viên độc lập và sở hữu nhà nước Ngoài ra, Phạm Thị Duy Linh (2013) trong luận văn thạc sĩ đã khảo sát 77 công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE với 154 quan sát trong hai năm, tập trung vào ảnh hưởng của cấu trúc sở hữu và cơ chế điều hành đến chi phí đại diện.
Từ năm 2010 đến 2011, bài nghiên cứu khảo sát các biến cấu trúc sở hữu và đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT), bao gồm tỷ lệ sở hữu cổ phần nội bộ của các thành viên HĐQT và Ban Giám đốc (BGĐ), tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông lớn bên ngoài (từ 5% trở lên), số lượng thành viên HĐQT, và tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập.
Tại Việt Nam, phần lớn doanh nghiệp vừa và nhỏ có mức độ sở hữu tập trung cao và tỷ lệ sở hữu nhà nước lớn Mô hình quản trị của các công ty cổ phần tương tự như ở nhiều nền kinh tế mới nổi, với số lượng cổ đông trong ban quản lý chiếm ưu thế, cùng với thông tin công bố hạn chế và đôi khi không chính xác Do thiếu hụt nghiên cứu trong nước, tác giả đã tham khảo các nghiên cứu thực nghiệm từ nhiều quốc gia khác để tìm hiểu tác động của các yếu tố đến quy mô và thành viên độc lập của Hội đồng Quản trị (HĐQT) tại các công ty niêm yết trong bối cảnh pháp lý chưa hoàn thiện ở Việt Nam.
Các giả thuyết nghiên cứu
Tác giả áp dụng các giả thuyết của Boone và các cộng sự (2007) để nghiên cứu tại Việt Nam, tập trung vào các yếu tố quản trị như quy mô BKS, sở hữu của cổ đông lớn, sở hữu nhà nước, sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT, và sở hữu của ban quản lý nhằm kiểm tra hai Giả thuyết Giám sát và Thương lượng Bên cạnh đó, tác giả cũng phân tích các đặc tính doanh nghiệp như quy mô, nợ, tuổi, hiệu quả và giá trị doanh nghiệp để kiểm tra Giả thuyết Quy mô hoạt động.
Nghiên cứu này phân loại các biến thành hai nhóm chính: nhân tố quản trị và đặc tính doanh nghiệp Tác giả sẽ phát triển giả thuyết cho các biến thuộc nhóm nhân tố quản trị, trong khi chỉ thảo luận về tác động của nhóm đặc tính doanh nghiệp mà không xây dựng giả thuyết Tổng cộng, nghiên cứu sẽ bao gồm năm cặp giả thuyết, tương ứng với mười giả thuyết.
2.2.1 Các nhân tố quản trị
Theo quyết định 12/2007/QĐ-BTC, ban hành ngày 13/03/2007, quy chế quản trị công ty áp dụng cho các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán yêu cầu số lượng thành viên Ban Kiểm Soát (BKS) tối thiểu là 03 và tối đa là một số lượng nhất định.
Ban Kiểm Soát (BKS) gồm 5 thành viên được bầu bởi đại hội đồng cổ đông, đại diện cho quyền lợi của cổ đông và công nhân BKS có trách nhiệm giám sát tình hình tài chính công ty, đảm bảo tính hợp pháp trong các hành động của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và Ban Giám đốc (BGĐ), cũng như phối hợp hoạt động giữa các bên để bảo vệ quyền lợi hợp pháp của công ty và cổ đông Tuy nhiên, có sự chồng chéo giữa trách nhiệm và quyền lực của BKS và các thành viên HĐQT độc lập, vì cả hai đều đóng vai trò là cơ chế giám sát nội bộ.
Trước đây, chưa có nghiên cứu nào về mối quan hệ giữa quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) và quy mô Ban Kiểm soát (BKS), do đó chưa có luận điểm hay giả thuyết nào được đưa ra Tuy nhiên, Chen và Al-Najjar (2012) đã dựa trên Giả thuyết Quy mô hoạt động của Boone và các cộng sự (2007) để đề xuất rằng các công ty lớn hơn sẽ có quy mô BKS lớn hơn, vì các công ty lớn thường đối mặt với nhiều vấn đề phức tạp hơn, cần sự giám sát cao hơn Lập luận tương tự cũng áp dụng cho quy mô HĐQT (Guest, 2008), cho thấy rằng cả quy mô BKS và HĐQT đều bị ảnh hưởng bởi mức độ phức tạp trong doanh nghiệp, dẫn đến khả năng có mối tương quan cùng chiều giữa hai yếu tố này.
Theo giả thuyết Giám sát, sự tồn tại của thành viên Ban Kiểm Soát (BKS) làm giảm vai trò giám sát của các thành viên Hội đồng Quản trị độc lập, do cả hai đều thực hiện chức năng giám sát và có thể thay thế lẫn nhau Từ đó, tác giả đề xuất hai giả thuyết đầu tiên liên quan đến tác động của BKS và HĐQT độc lập trong việc giám sát công ty.
H1A Quy mô HĐQT tương quan dương với quy mô BKS
H1B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với quy mô BKS
2.2.1.2 Sở hữu cổ đông lớn
Cấu trúc sở hữu công ty ảnh hưởng đến hoạt động giám sát, với sự phân tán sở hữu có thể làm giảm hiệu quả giám sát Zajac và Westphal (1995) lập luận rằng khi cổ đông càng phân tán, họ sẽ cần ít giám sát hơn do chi phí giám sát cao và lợi ích chia sẻ Hai lý do chính cho điều này là cổ đông nhỏ đóng góp ít cho công ty và khó khăn trong việc kết nối hoạt động của họ để hạn chế hành vi vì lợi ích cá nhân của ban quản lý (Shleifer và Vishny, 1997).
Nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng sở hữu cổ đông lớn đóng vai trò quan trọng trong việc giám sát hành vi của ban quản lý, với mối tương quan ngược chiều giữa sở hữu này và hành vi có tính cơ hội của ban quản lý (Wright, Ferris, Sarin, và Awasthi, 1996) Theo các nghiên cứu của Yuan, Xiao, và Zou (2008) cũng như Ma, Naughton, và Tian (2010), sở hữu cổ đông lớn được coi là một cơ chế giám sát hiệu quả tại Trung Quốc.
Guest (2008) lập luận rằng tại Anh, tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn ảnh hưởng tiêu cực đến vai trò giám sát của các thành viên HĐQT độc lập Cụ thể, khi sở hữu cổ đông tăng lên, quy mô HĐQT sẽ giảm và tỷ lệ thành viên độc lập cũng sẽ thấp hơn Điều này phù hợp với lý thuyết về hiệu quả thay thế trong bộ máy giám sát Từ đó, tác giả đề xuất hai giả thuyết tiếp theo.
H2A Quy mô HĐQT tương quan âm với sở hữu cổ đông lớn
H2B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sở hữu cổ đông lớn
2.2.1.3 Sở hữu nhà nước Ở Việt Nam, một đặc điểm nổi bậc đối với các công ty niêm yết trên sàn hiện nay là sự chiếm ưu thế của sở hữu nhà nước Trong khi đó lại có rất ít bằng chứng lý thuyết nói về sự tác động của sở hữu nhà nước lên quy mô và cấu trúc của HĐQT Theo Giả thuyết Giám sát, cũng như các lập luận về sự thay thế cơ cấu doanh h nghiệp, tác giả mong đợi một sự tương quan âm giữa sở hữu nhà nước với quy mô HĐQT và thành viên HĐQT độc lập
Ở Trung Quốc, có bằng chứng cho thấy sở hữu nhà nước không ảnh hưởng đến cơ cấu doanh nghiệp Nghiên cứu trước đó chỉ ra rằng sở hữu nhà nước dẫn đến giám sát kém hiệu quả, chi phí quản lý cao, và hiệu quả hoạt động yếu (Lin, Shen, và Su, 2009) Xu và Wang (1999) nhấn mạnh rằng vấn đề đại diện nghiêm trọng hơn do sự phân chia quyền biểu quyết và thiếu động lực giám sát đối với nhân viên không có trách nhiệm Berkman, Cole, và Fu (2002) cho rằng sự thiếu liên kết giữa thù lao và hiệu quả tài chính của doanh nghiệp cũng góp phần vào tình trạng giám sát kém này.
Tại Việt Nam, nhiều công ty niêm yết có tỷ lệ vốn sở hữu nhà nước cao, dẫn đến việc thành viên HĐQT thường chỉ được chỉ định để đại diện cho phần vốn này, nhưng vai trò của họ thường bị lu mờ và chỉ mang tính hình thức Sự giám sát không hiệu quả từ sở hữu nhà nước cho phép CEO tại các công ty này dễ dàng củng cố mối quan hệ với các thành viên HĐQT, từ đó dễ dàng bác bỏ ý kiến về việc thuê nhiều thành viên HĐQT độc lập Điều này dẫn đến mối quan hệ dương giữa sở hữu nhà nước và quy mô HĐQT, trong khi đó lại có mối quan hệ âm với số lượng thành viên HĐQT độc lập Từ đó, tác giả đề xuất hai giả thuyết.
H3A Quy mô HĐQT tương quan dương với sở hữu nhà nước
H3B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sở hữu nhà nước
2.2.1.4 Sự kiêm nhiệm của chủ tịch HĐQT
Jensen (1993) chỉ ra rằng việc kiêm nhiệm chức vụ Chủ tịch HĐQT và CEO có thể dẫn đến việc CEO nắm giữ quá nhiều quyền lực, từ đó ảnh hưởng đến quá trình ra quyết định và thúc đẩy lợi ích cá nhân Sự kiêm nhiệm này có thể làm suy yếu hệ thống giám sát nội bộ và giảm tính khách quan trong đánh giá lãnh đạo Ngược lại, việc tách bạch hai vai trò này được cho là nâng cao hiệu quả quản trị doanh nghiệp, giúp kiểm soát rủi ro, đặc biệt trong các dự án mạo hiểm, khi HĐQT có thể từ chối các quyết định đầu tư của CEO Do đó, sự tách bạch là cần thiết để kiểm soát quyền lực của CEO Hiện nay, xu hướng tách bạch giữa hai vai trò này đã được áp dụng rộng rãi, với hơn 80% các công ty niêm yết tại Anh và khu vực EU không có sự kiêm nhiệm của Chủ tịch HĐQT.
Quan điểm cấu trúc Hội đồng quản trị (HĐQT) liên quan chặt chẽ đến lý thuyết quyền lực của CEO, được nêu ra trong nghiên cứu của Hermalin và Weisback (1998) và được nhiều nghiên cứu sau này như Boone và cộng sự (2007), Linck và cộng sự (2008), và Guest (2008) xác nhận Theo lý thuyết này, CEO có quyền lực lớn thường sử dụng ảnh hưởng của mình để thương lượng về quy mô HĐQT nhỏ hơn với ít thành viên bên ngoài hơn Nhiều nghiên cứu tại các nước phát triển, bao gồm Guest (2008), đã ủng hộ lý thuyết tác động của CEO Dựa trên Giả thuyết Thương lượng, lập luận cho rằng CEO kiêm nhiệm thường tăng cường sự liên kết với HĐQT, dẫn đến số lượng thành viên độc lập ít hơn Từ đó, tác giả đề xuất hai giả thuyết tiếp theo.
H4A Quy mô HĐQT tương quan âm với sự kiêm nhiệm của Ceo
H4B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sự kiêm nhiệm của Ceo
2.2.1.5 Sở hữu của ban quản lý
Lasfer (2006) cho rằng quyền nắm giữ cổ phiếu của các nhà quản lý giúp họ bảo vệ vị trí và giảm quyền giám sát của Hội đồng quản trị (HĐQT), dẫn đến mối tương quan âm giữa sở hữu của ban quản lý và số lượng thành viên độc lập Nghiên cứu của Fama và Jensen (1983) cùng Jensen (1993) tại Trung Quốc cho thấy khi sở hữu của ban quản lý thấp, các công ty cần có HĐQT lớn hơn và nhiều thành viên độc lập hơn để giám sát đội ngũ quản lý cao cấp Lập luận này phù hợp với tác động thay thế của cơ cấu quản lý có lựa chọn, và tác giả đồng ý với tranh luận này, đưa ra hai giả thuyết tiếp theo.
H5A Quy mô HĐQT tương quan âm với sở hữu của ban quản lý
H5B Tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập tương quan âm với sở hữu ban quản lý
2.2.2 Các đặc tính doanh nghiệp
Về quy mô doanh nghiệp, tác giả dựa trên các nghiên cứu của Baker và Gompers
DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu
Để phục vụ cho nghiên cứu, tác giả đã chọn các công ty cổ phần niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn từ 2010 đến 2012, vì các công ty này có nghĩa vụ công khai thông tin định kỳ và bất thường Điều này giúp thu thập dữ liệu một cách thuận lợi và đảm bảo tính xác thực Tác giả sử dụng thông tin từ các bản cáo bạch phát hành lần đầu, bản cáo bạch phát hành thêm, báo cáo thường niên và báo cáo tài chính đã được kiểm toán Các bản cáo bạch và báo cáo thường niên cung cấp thông tin về cấu trúc sở hữu, cơ cấu cổ đông, Hội đồng Quản trị và Ban Giám đốc, trong khi báo cáo tài chính cung cấp các chỉ số tài chính quan trọng.
Sau khi xác định được đối tượng và phạm vi nghiên cứu, tác giả tiến hành lấy mẫu như sau:
Tác giả đã tiến hành khảo sát 299 công ty niêm yết trên sàn HOSE trong khoảng thời gian từ năm 2010 đến 2012 và lựa chọn được 262 công ty tính đến ngày 31/12/2012.
Tác giả đã loại bỏ 16 công ty trong lĩnh vực “Tài chính ngân hàng và bảo hiểm” do những công ty này không chỉ cần tuân thủ các quy định chung mà còn phải tuân theo các quy định đặc thù như Luật tổ chức tín dụng và Luật kinh doanh bảo hiểm Sau khi loại trừ các công ty này, tác giả đã chọn ra được 246 công ty.
Do khối lượng dữ liệu lớn, quá trình thu thập, trích lọc và tổng hợp thông tin cần nhiều thời gian Tác giả đã lựa chọn 120 công ty có vốn hóa thị trường cao nhất tính đến ngày 19/06/2013.
(chiếm tỷ trọng 96%) từ 246 công ty để tiến hành khảo sát Việc lựa chọn 120 công ty này dựa trên Danh sách phân ngành của HSX năm 2012
Trong quá trình thu thập số liệu cho nghiên cứu, tác giả đã loại bỏ 08 công ty không có thông tin đầy đủ, đảm bảo tính chính xác của bộ dữ liệu Cuối cùng, mẫu dữ liệu được xây dựng bao gồm 112 công ty khảo sát trong ba năm từ 2010 đến 2012, với kích thước mẫu tổng cộng 336 quan sát và dữ liệu dạng bảng cân.
Mô hình nghiên cứu và định nghĩa các biến
Nghiên cứu này được thực hiện dựa trên nền tảng của nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012), với việc xác định các biến phụ thuộc, biến độc lập và biến kiểm soát dựa theo hai tác giả này Tuy nhiên, tác giả đã điều chỉnh một số nội dung cho phù hợp với bối cảnh nghiên cứu tại Việt Nam Trong nhóm biến các nhân tố quản trị, tác giả đã loại bỏ biến điều chỉnh đo lường bằng biến giả năm do dữ liệu sử dụng để chạy mô hình là dữ liệu bảng cân Đối với nhóm biến đặc tính doanh nghiệp, tác giả cũng đã loại bỏ biến doanh thu của ngành chủ lực vì không có số liệu khả thi tại Việt Nam; các báo cáo của công ty niêm yết chỉ cung cấp tổng doanh thu mà không chi tiết doanh thu theo từng ngành, dẫn đến mẫu khảo sát quá nhỏ.
Tác giả sử dụng hai mô hình để khảo sát tác động của các biến nghiên cứu lên quy mô và tính độc lập của HĐQT
Mô hình quy mô HĐQT (Mô hình 1):
Bsi i,t = α 0 + α 1 Sup i,t + α 2 Con i,t + α 3 Sta i,t + α 4 Ceo i,t + α 5 Man i,t + α 6 Fsi i,t + α 7 Age i,t
Mô hình tính độc lập của HĐQT (Mô hình 2):
Với: α 0 : hằng số của phương trình hồi quy α 1 , α 2 , α 3 , α 4 , α 5 , α 6 , α 7 , α 8 , α 9 và α 10 : các tham số ε i,t : phần dư
Bsi i,t và Ind i,t : quy mô và tính độc lập của HĐQT công ty i tại thời gian t 3.2.2 Định nghĩa các biến
Kích thước hội đồng quản trị (Bsi) được đo lường bằng logarith tự nhiên của số lượng thành viên trong hội đồng Số lượng thành viên này được xác định dựa trên báo cáo thường niên hàng năm của doanh nghiệp.
Tỷ lệ thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị (HĐQT) được quy định tại Luật Doanh nghiệp số 60/2005/QH11, nhưng không có định nghĩa cụ thể về điều kiện trở thành thành viên độc lập Theo Quyết định 12/2007/QĐ-BTC, thành viên HĐQT độc lập không phải là Giám đốc, Tổng giám đốc, Phó giám đốc, Phó tổng giám đốc, kế toán trưởng hay cán bộ quản lý khác được bổ nhiệm bởi HĐQT hoặc cổ đông lớn Tuy nhiên, Quyết định không chỉ rõ tỷ lệ phần trăm cổ phần để xác định cổ đông lớn Mặc dù có quy định rằng HĐQT phải có ít nhất 5 và tối đa 11 thành viên, trong đó khoảng một phần ba là thành viên độc lập không điều hành, nhưng thực tế áp dụng vẫn còn nhiều bất cập.
Ind i,t = α 0 + α 1 Sup i,t + α 2 Con i,t + α 3 Sta i,t + α 4 Ceo i,t + α 5 Man i,t + α 6 Fsi i,t + α 7 Age i,t
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đã xác định thành viên Hội đồng Quản trị độc lập tại các công ty niêm yết ở Việt Nam, mặc dù những công ty này không cung cấp rõ ràng thông tin này trong báo cáo của họ.
Trong báo cáo thường niên của công ty niêm yết, nếu có thông tin cụ thể về số lượng thành viên độc lập, tác giả sẽ sử dụng dữ liệu đó Đối với các công ty không công bố, thành viên HĐQT độc lập được xác định là những người không giữ chức vụ Giám đốc, Tổng giám đốc, Phó giám đốc, Phó tổng giám đốc, kế toán trưởng, hoặc các cán bộ quản lý khác do HĐQT bổ nhiệm, cũng như không phải là cổ đông nắm giữ hoặc đại diện cho tỷ lệ sở hữu trên 5% cổ phần của công ty.
Kích thước của ban kiểm soát (Sup) được đo lường bằng tổng số thành viên trong Ban kiểm soát Số lượng thành viên này được xác định dựa trên báo cáo thường niên hàng năm của doanh nghiệp.
Con = Ownership concentration: đo lường bằng cách sử dụng chỉ số Herfindahl của 05 cổ đông lớn nhất, tính bằng tổng bình phương tỷ lệ nắm giữ của
Nghiên cứu về cổ đông lớn nhất (Gomez-Mejia và Wiseman, 1997) sử dụng chỉ số Herfindahl để tính tổng thị phần của các công ty trong ngành, dựa trên tỷ lệ phần trăm Tác giả chỉ xem xét sở hữu cá nhân và không tính sở hữu đại diện Do hạn chế dữ liệu về sở hữu cổ đông ở các công ty niêm yết tại Việt Nam, tác giả quy ước rằng nếu công ty công bố tỷ lệ sở hữu, sẽ sử dụng dữ liệu đó; còn nếu không, sẽ lấy số liệu hiện tại với giả định không thay đổi trong ba năm Mặc dù đây có thể là một hạn chế, nhưng tác giả cho rằng không đáng lo ngại vì cổ đông lớn thường có xu hướng nắm giữ cổ phần lâu dài.
Sta = State ownership: đo lường bằng tỷ lệ sở hữu bởi nhà nước h
Ceo = Ceo duality: sự kiêm nhiệm của Giám đốc điều hành Đây là một biến giả, Ceo = 1: có kiêm nhiệm; Ceo = 0 : không có kiêm nhiệm
Man = Managerial-ownership: đo lường bằng tỷ lệ sở hữu cá nhân bởi HĐQT và Ban giám đốc (không bao gồm kế toán trưởng)
Fsi = Firm size: đo lường bằng logarith tự nhiên của tổng tài sản
Age = Firm age: đo lường bằng số năm công ty được niêm yết trên sàn tính từ ngày phát hành cổ phiếu ra công chúng lần đầu (Shi, 2005)
Lve = Capital structure: đo lường bằng tổng nợ/tổng tài sản, cả hai chỉ số đều lấy theo giá trị sổ sách
Roe = Firm performance: tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu được tính bằng lợi nhuận sau thuế/vốn chủ sở hữu
Giá trị công ty (Fva) được đo lường bằng chỉ số Tobin’s Q, được tính bằng công thức (giá trị thị trường của vốn cổ phần + tổng nợ) / tổng tài sản (giá trị sổ sách) (Zou, Adams, và Buckle, 2003) Giá trị thị trường của vốn cổ phần được xác định bằng cách nhân tổng số cổ phiếu lưu hành trong năm (theo thông báo của công ty) với giá đóng cửa của ngày làm việc cuối cùng trong năm tài chính.
Phương pháp nghiên cứu
Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để phân tích ảnh hưởng của các yếu tố đến quy mô và tính độc lập của HĐQT, thông qua phần mềm STATA 11 với dữ liệu bảng Dữ liệu bảng, với đặc điểm hai chiều về không gian và thời gian, mang lại nhiều thông tin, giảm thiểu đa cộng tuyến và cho phép nghiên cứu các mô hình phức tạp Để thực hiện nghiên cứu, tác giả tiến hành thống kê mô tả, cung cấp cái nhìn tổng quát về các biến, bao gồm tên biến, số quan sát, giá trị trung bình, sai số chuẩn, giá trị thấp nhất và cao nhất.
Sau khi thực hiện thống kê mô tả, tác giả sẽ tiến hành thực hiện các bước sau để phục vụ cho việc nghiên cứu của mình:
Phân tích ma trận hệ số tương quan là một phương pháp quan trọng để đo lường mối quan hệ tuyến tính giữa các biến Việc xác định các cặp biến có hệ số tương quan cao, đặc biệt là khi vượt quá 0.8, giúp nhận diện nguy cơ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến Khi đa cộng tuyến xảy ra, phương trình hồi quy có thể gặp phải những vấn đề nghiêm trọng, ảnh hưởng đến tính chính xác của kết quả phân tích.
Phân tích hồi quy tuyến tính được thực hiện để xác định mối quan hệ giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập thông qua việc áp dụng hồi quy OLS, mô hình FEM và mô hình REM Tác giả sử dụng hai kiểm định Hausman và Likelihood Ratio để chọn mô hình phù hợp nhất Kết quả từ mô hình hồi quy tuyến tính được đánh giá dựa trên hai giả thuyết H0 và H1, trong đó H0 giả định rằng các tham số bằng 0.
H 1 : các tham số ≠ 0 Khi p-value < 0.05: chấp nhận giả thuyết H 1 , bác bỏ giả thuyết H 0
Khi p-value > 0.05: chấp nhận giả thuyết H 0 , bác bỏ giả thuyết H 1
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến lần thứ hai bằng cách sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) là cần thiết, vì dù các trường hợp tương quan cặp không cao, hiện tượng này vẫn có thể xảy ra Nếu VIF lớn hơn 10, biến sẽ bị loại bỏ khỏi mô hình Đồng thời, tác giả cũng cần kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong các mô hình.
Cuối cùng, nếu có các hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan xảy ra, tác giả sẽ dùng phương pháp GLS để khắc phục
Do nghiên cứu sử dụng hai mô hình nên tác giả trình bày các bước theo thứ tự cho từng mô hình
3.3.2 Thống kê mô tả các biến
Sơ đồ 01: Mô tả % số lượng thành viên HĐQT h
Theo sơ đồ 01, trong mẫu nghiên cứu, quy mô Hội đồng quản trị (HĐQT) chiếm đa số là 05 thành viên, tương đương gần 60% các công ty Tỷ lệ thứ hai là khoảng 25% với 07 thành viên, trong khi tỷ lệ thấp nhất chỉ khoảng 0.1% với 11 thành viên, đây cũng là số lượng thành viên cao nhất trong HĐQT Số lượng thành viên HĐQT thấp nhất là 04 người, chỉ xuất hiện ở một vài công ty trong một hoặc hai năm khảo sát Theo Điều 11 trong Quyết định 12/2007, số lượng thành viên HĐQT tối thiểu là 05 người và tối đa là 11 người, do đó, số liệu khảo sát về thành phần HĐQT của các công ty là tương đối phù hợp và đúng theo quy định pháp lý.
Theo sơ đồ 02, trong mẫu nghiên cứu, tỷ lệ thành viên độc lập trong Hội đồng quản trị (HĐQT) dao động từ 0% đến 80%, với 20% chiếm 22%, 40% chiếm 17% và 60% chiếm 13% Theo điều 11 trong Quyết định 12/2007, HĐQT cần có ít nhất một phần ba thành viên độc lập không điều hành Tỷ lệ 22% cho thấy sự hiện diện của thành viên HĐQT độc lập ở Việt Nam vẫn còn rất hạn chế.
Sơ đồ 02: Mô tả % tỷ lệ thành viên HĐQT độc lập
Kết quả từ bảng 01 cho thấy rằng các thành viên BKS thường có từ 02 đến 05 người, với số lượng trung bình là 03 thành viên Cổ đông lớn trung bình nắm giữ khoảng 20% cổ phiếu của công ty, trong đó tỷ lệ sở hữu thấp nhất là 01% và cao nhất lên đến 70.7% Tỷ lệ sở hữu nhà nước tại Việt Nam khá cao, trung bình khoảng 24%, với một số công ty có tỷ lệ sở hữu gần 80% Hơn 40% CEO đồng thời giữ chức vụ chủ tịch HĐQT trong các công ty, và tỷ lệ sở hữu của ban quản lý trung bình đạt 14%, trong đó có công ty có tỷ lệ sở hữu cao hơn.
Bảng 01 : Kết quả thống kê mô tả các biến
Theo số liệu từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata, gần 86% các công ty hiện nay là công ty gia đình, với sở hữu chủ yếu từ các thành viên trong gia đình như vợ, chồng, con cái, anh chị em và người thân Những cá nhân này thường là cổ đông sáng lập và nắm giữ quyền sở hữu lớn trong công ty.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Mô hình 1
4.1.1 Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 02 : Ma trận hệ số tương quan
Bsi Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata) h
4.1.2 Kết quả chạy hồi quy
Bảng 03 : Kết quả chạy hồi quy
BSI Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva R- squared
* Mức ý nghĩa 01% ** Mức ý nghĩa 05% *** Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
Kết quả từ bảng 02 cho thấy hệ số tương quan cặp cao nhất giữa các biến độc lập và biến kiểm soát là 0.6143, tương ứng giữa biến sở hữu nhà nước và sở hữu của cổ đông lớn Tất cả các hệ số tương quan cặp đều nhỏ hơn 0.8, chứng tỏ mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến Do đó, các biến độc lập và kiểm soát sẽ được sử dụng đồng thời trong mô hình để xem xét tác động lên biến phụ thuộc Vấn đề đa cộng tuyến sẽ được kiểm tra thêm bằng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) sau khi thực hiện hồi quy.
Kết quả chạy hồi quy POOLED (dòng 01 bảng 03) và chạy mô hình FEM (dòng
02 bảng 03) cho ta kết quả p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: sử dụng mô hình FEM hiệu quả hơn mô hình POOLED (so sánh bằng Likelihood
Ratio Test với hai giả thuyết H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn FEM và H 1 : dùng FEM hiệu quả hơn POOLED)
Tiếp theo, cũng bằng hai giả thuyết: H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn REM và
H 1 : dùng REM hiệu quả hơn POOLED, tác giả chạy Stata so sánh giữa POOLED và REM:
Bảng 04: So sánh kết quả giữa POOLED và REM
Breusch and Pagan Lagrangian Lagrangian multiplier test for random effects bsi[congty,t] = Xb + u [congty] +e[congty,t]
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 161.59 Prob > chi2 = 0.0000
Ta thấy, p-value = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn mô hình POOLED
Var Sd = sqrt(Var) bsi e u
Cuối cùng, chúng ta thực hiện kiểm tra Hausman để đánh giá hai giả thuyết: H0: mô hình REM hiệu quả hơn FEM và H1: mô hình FEM hiệu quả hơn REM Kết quả cho thấy p-value = 0.3315, lớn hơn 0.05, do đó bác bỏ giả thuyết H1 Điều này cho thấy rằng mô hình REM là lựa chọn hiệu quả hơn so với mô hình FEM.
Bảng 05: Kết quả Hausman Test
Với: b = consistent under H 0 and H 1 ; obtained from xtreg
B = inconsistent under H 1 , efficient under H 0 ; obtained from xtreg Test: H 0 : difference in coefficients not systematic
4.1.3 Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan trong mô hình và khắc phục các hiện tượng bằng phần mềm Stata
Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến lần thứ hai từ bảng 06 cho thấy tất cả các giá trị VIF đều nhỏ hơn 10, điều này khẳng định rằng không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Bảng 06: Kết quả chạy VIF
H 0 : không có hiện tượng phương sai thay đổi
H 1 : có hiện tượng phương sai thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model h
H 0 : sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (112) = 8.4e+08
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.005 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình
H 0 : không có hiện tượng tự tương quan
H 1 : có hiện tượng tự tương quan
Worldridge test for autocorrelation in panel data
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng tự tương quan trong mô hình
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Dựa trên kiểm định các hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, mô hình đã phát hiện sự xuất hiện của hai hiện tượng này Do đó, tác giả đã áp dụng phương pháp GLS (dòng 04 bảng 03) để khắc phục và cải thiện tính hiệu quả cho mô hình, và kết quả đạt được như sau:
Biến quy mô BKS (Sup) với giá trị tham số 0.146 có ý nghĩa thống kê tại mức 01%, cho thấy mối tương quan dương giữa quy mô HĐQT và quy mô BKS, phù hợp với giả thuyết H1A Điều này chỉ ra rằng khi công ty mở rộng quy mô, các vấn đề phức tạp phát sinh yêu cầu giám sát cao hơn từ BKS Nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012) cũng xác nhận điều này.
Bảng 07: Tóm tắt các kết quả có ý nghĩa thống kê
Sở hữu cổ đông lớn Quy mô doanh nghiệp
Biến sở hữu cổ đông lớn có giá trị tham số -0.163 và có ý nghĩa thống kê tại mức 01%, cho thấy mối tương quan âm với quy mô HĐQT Điều này cho thấy sở hữu cổ đông lớn đóng vai trò như một cơ chế giám sát thay thế, giúp cải thiện hiệu quả điều hành khi quy mô HĐQT lớn hơn Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Boy (1994), Wright và các cộng sự (1996), cũng như Chen và Al-Najjar (2012).
Nghiên cứu cho thấy không có mối liên hệ đáng kể giữa các biến sở hữu nhà nước (Sta) và CEO kiêm nhiệm (Ceo), do không đạt được mức ý nghĩa thống kê Do đó, giả thuyết H3A và H4A không được xác thực.
Nghiên cứu năm 2012 không tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa giữa sở hữu nhà nước và CEO kiêm nhiệm với quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) Biến sở hữu ban quản lý (Man) có giá trị tham số = -0.008 cho thấy mối quan hệ nghịch biến với quy mô HĐQT, nhưng không có ý nghĩa thống kê Điều này chỉ ra rằng sở hữu ban quản lý dường như không ảnh hưởng đáng kể đến quy mô HĐQT trong bối cảnh Việt Nam, do đó giả thuyết H5A cũng không được chứng minh.
Nghiên cứu chỉ ra mối tương quan dương giữa quy mô doanh nghiệp và quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT), điều này được xác nhận bởi Boone và các cộng sự (2007), Guest (2008), và Linck cùng các cộng sự (2008) Khi quy mô công ty tăng lên, các vấn đề phát sinh cũng nhiều hơn, do đó cần có một HĐQT lớn hơn Mặc dù Chen và Al-Najjar (2012) không phát hiện mối liên hệ giữa nợ doanh nghiệp và quy mô HĐQT, tác giả đã tìm thấy mối tương quan dương với mức ý nghĩa thống kê 5%, phù hợp với nghiên cứu của Guest (2008), Coles và các cộng sự (2008), cùng Linck và các cộng sự.
(2008) Cuối cùng, tác giả không tìm thấy mối liên quan giữa tuổi doanh nghiệp, hiệu quả và giá trị doanh nghiệp với quy mô HĐQT h
Mô hình 2
4.2.1 Phân tích mối tương quan giữa các biến
Bảng 08: Ma trận hệ số tương quan
Ind Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata) h
4.2.2 Kết quả chạy hồi quy
Bảng 09: Kết quả chạy hồi quy
IND Sup Con Sta Ceo Man Fsi Age Lev Roe Fva R- squared
* Mức ý nghĩa 01% ** Mức ý nghĩa 05% *** Mức ý nghĩa 10%
(Nguồn: Số liệu thu thập từ BCB, BCTN, BCTC và kết quả từ Stata)
Kết quả từ ma trận hệ số tương quan trong bảng 08 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến, tương tự như kết quả trong bảng 02 Sau khi thực hiện hồi quy POOLED (dòng 01 bảng 09) và mô hình FEM (dòng 02 bảng 09), ta nhận được p-value = 0.0000 < 0.05, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Điều này cho thấy mô hình FEM hiệu quả hơn mô hình POOLED, theo kết quả so sánh bằng Likelihood Ratio Test với hai giả thuyết H0: sử dụng POOLED hiệu quả hơn FEM và H1: sử dụng FEM hiệu quả hơn POOLED.
Tiếp theo, cũng bằng hai giả thuyết: H 0 : dùng POOLED hiệu quả hơn REM và
H 1 : dùng REM hiệu quả hơn POOLED, tác giả chạy Stata so sánh giữa POOLED và REM:
Bảng 10: So sánh kết quả giữa POOLED và REM
Breusch and Pagan Lagrangian Lagrangian multiplier test for random effects ind[congty,t] = Xb + u [congty] +e[congty,
Ta thấy, p-value = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn mô hình POOLED
Cuối cùng, dùng Hausman Test kiểm tra hai giả thuyết: H 0 : dùng REM hiệu quả hơn FEM và H 1 : dùng FEM hiệu quả hơn REM
Var Sd = sqrt(Var) ind e u
Bảng 11: Kết quả Hausman Test
Với: b = consistent under H0 and H 1 ; obtained from xtreg
B = inconsistent under H 1 , efficient under H 0 ; obtained from xtreg Test: H 0 : difference in coefficients not systematic
Ta thấy giá trị: p-value = 0.1442 > 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 1 , do đó: sử dụng mô hình REM hiệu quả hơn dùng mô hình FEM h
4.2.3 Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan trong mô hình và khắc phục các hiện tượng bằng phần mềm Stata
Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến bằng chỉ số VIF ở Mô hình 2 tương tự như Mô hình 1 do cả hai mô hình sử dụng cùng các biến độc lập và biến kiểm soát.
H 0 : không có hiện tượng phương sai thay đổi
H 1 : có hiện tượng phương sai thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H 0 : sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (112) = 2.2e+07
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, do đó: có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình
H 0 : không có hiện tượng tự tương quan
H 1 : có hiện tượng tự tương quan
Worldridge test for autocorrelation in panel data
Ta thấy giá trị: p-value = 0.0379 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H 0 , do đó: có hiện tượng tự tương quan trong mô hình
Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Dựa vào các kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan, tác giả phát hiện hai hiện tượng tương tự trong Mô hình 02 Để khắc phục vấn đề này, tác giả đã áp dụng phương pháp GLS (dòng 04 bảng 09) và đạt được những kết quả đáng chú ý.
Bảng 12: Tóm tắt các kết quả có ý nghĩa thống kê
Mối tương quan Biến Hệ số tương quan Mức ý nghĩa
Sở hữu cổ đông lớn
Sở hữu ban quản lý Quy mô doanh nghiệp Tuổi doanh nghiệp Giá trị doanh nghiệp
Biến quy mô BKS (Sup) có tham số = -0.000 cho thấy tác động ngược chiều giữa thành viên độc lập và quy mô BKS, nhưng không có ý nghĩa thống kê Tương tự, biến Ceo kiêm nhiệm (Ceo) cũng không mang ý nghĩa thống kê, ngụ ý không có sự liên quan giữa thành viên độc lập với quy mô BKS và Ceo kiêm nhiệm, dẫn đến việc hai giả thuyết H1B và H4B chưa được chứng minh Trong khi đó, ba biến độc lập còn lại trong Mô hình 2 đã cho kết quả có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu của Chen và Al-Najjar (2012) cùng với các tác giả khác đã chỉ ra mối tương quan âm giữa sở hữu cổ đông lớn và tỷ lệ thành viên độc lập Tuy nhiên, tác giả không tìm thấy nghiên cứu nào chứng minh mối quan hệ cùng chiều giữa sở hữu cổ đông lớn (Con) và tỷ lệ thành viên độc lập, trong khi nghiên cứu của tác giả cho thấy mối tương quan dương (tham số = 0.096) với mức ý nghĩa thống kê 10% Kết quả này không chứng minh cho giả thuyết H2B Nguyên nhân có thể là do các công ty ở Việt Nam chưa chú trọng vai trò của thành viên HĐQT độc lập, dẫn đến số lượng thành viên độc lập rất hạn chế, điều này được thể hiện qua các báo cáo thường niên Các công ty không có thành viên độc lập hoặc có sự mập mờ giữa thành viên không điều hành và thành viên độc lập Dữ liệu khảo sát chủ yếu dựa trên Quyết định 12/2007/QĐ-BTC, có thể dẫn đến kết quả khác so với các nghiên cứu quốc tế Tác giả hy vọng đây sẽ là hướng nghiên cứu cho các đề tài về thành viên độc lập trong tương lai.
Tác giả phát hiện mối tương quan âm giữa thành viên độc lập và sở hữu nhà nước (Sta) với tham số = -0.140, có ý nghĩa thống kê ở mức 01%, cho thấy độ tin cậy 99% Giả thuyết H3B đã được xác nhận, tương tự như kết quả của Mak và Li (2001) Mối tương quan này chỉ ra rằng doanh nghiệp có sở hữu nhà nước cao thường không thuê thành viên HĐQT độc lập Thành viên độc lập có thể được xem như một sự thay thế cho sở hữu nhà nước, như lập luận của Lin (2004) về vai trò giám sát yếu kém của nhà nước, cho thấy mặc dù là sở hữu chính, nhà nước không kiểm soát hiệu quả hoạt động của công ty, trong khi việc kiểm soát chủ yếu phụ thuộc vào những người quản lý bên trong, những người không đại diện cho lợi ích của cổ đông.
Tác giả đã chứng minh giả thuyết H5B, cho thấy biến sở hữu ban quản lý (Man) có giá trị tham số âm 0.203 với ý nghĩa thống kê ở mức 01% Kết quả cho thấy thành viên độc lập có mối tương quan ngược chiều với sở hữu ban quản lý, điều này phù hợp với nghiên cứu của Fama và Jensen (1983), Jensen (1993) tại Trung Quốc, cũng như với Mak và Li (2001) ở Singapore, và Booth cùng các cộng sự (2002).
Nghiên cứu của Lasfer (2006) tại Anh chỉ ra rằng các công ty có ban quản lý sở hữu cổ phiếu cao thường có tỷ lệ thành viên độc lập thấp Sự gia tăng sở hữu của ban quản lý dẫn đến việc giảm thiểu sự cần thiết của giám sát từ các thành viên HĐQT độc lập Hơn nữa, có mối quan hệ tích cực giữa số lượng thành viên độc lập và quy mô doanh nghiệp, với mức ý nghĩa 1% Điều này cho thấy rằng các doanh nghiệp lớn hơn cần nhiều thành viên độc lập hơn, phù hợp với kết quả của Boothe và các cộng sự (2002), cùng với Baker và Gompers.
(2003), Boone cùng các cộng sự (2007), Coles cùng các cộng sự (2008) và Guest
Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa tuổi doanh nghiệp và giá trị doanh nghiệp (Fva), với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 10% và 5% Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Yermack (1996), Eisenberg (1998), Hermalin và Weisbach (1998), Ajay (2007) và Linck cùng các cộng sự (2008) Tuy nhiên, kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Lefort và Urzúa (2008) tại Chile, cho rằng giá trị doanh nghiệp và thành viên độc lập có tương quan cùng chiều.