Giới thiệu
Một số doanh nghiệp hoạt động hiệu quả và mang lại lợi ích cho cổ đông, trong khi những doanh nghiệp khác chưa đạt được điều này Câu hỏi này đã và đang thu hút sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trên toàn thế giới Một trong những "chìa khóa thành công" được Adam Smith đề cập là yếu tố quyết định trong việc tạo ra sự khác biệt giữa các doanh nghiệp.
Năm 1776, các doanh nghiệp phải đối mặt với thách thức về sự tách biệt giữa quyền sở hữu và quản trị Khi một nhà quản lý không có mối liên hệ sở hữu trực tiếp với công ty, họ khó có thể thể hiện sự tận tâm như những người chủ sở hữu Điều này có thể ảnh hưởng tiêu cực đến việc đưa ra các quyết định điều hành, từ đó làm giảm lợi ích tối đa cho doanh nghiệp.
Hội đồng quản trị đóng vai trò quan trọng trong việc giám sát ban điều hành và định hướng chiến lược cho doanh nghiệp, đồng thời kết nối với các nguồn lực bên ngoài Với nhiệm vụ đa dạng này, Hội đồng quản trị có thể ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Do đó, việc cấu trúc một Hội đồng quản trị hợp lý để tối đa hóa giá trị cổ đông trở thành một câu hỏi quan trọng Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện trên toàn cầu để tìm hiểu mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong những năm gần đây.
Nghiên cứu về mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp tại Việt Nam vẫn còn hạn chế, chủ yếu dựa vào phương pháp định tính và tài liệu pháp lý (Duc Vo và Thuy Phan, 2013) Luận văn này nhằm đánh giá mối quan hệ này, với mục tiêu làm rõ các yếu tố quản trị có thể tối đa hóa giá trị cổ đông cho các công ty tại Việt Nam.
Bài viết sẽ tổng quan các lý thuyết nền tảng và tóm tắt kết quả nghiên cứu trước đây về mối liên hệ giữa đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, cả trên thế giới và tại Việt Nam Tác giả phát triển mô hình nghiên cứu và giả thuyết liên quan đến các đặc điểm của Hội đồng quản trị, bao gồm độ tuổi, sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch Hội đồng quản trị, trình độ học vấn, sự tham gia của thành viên người nước ngoài, giới tính thành viên, quy mô và tỷ lệ sở hữu Để đánh giá hiệu quả hoạt động doanh nghiệp một cách toàn diện, tác giả sử dụng hai chỉ số: chỉ số Tobin’s Q đại diện cho cơ sở thị trường và chỉ số ROA đại diện cho cơ sở sổ sách kế toán.
Bài luận văn này nghiên cứu 98 công ty niêm yết trên hai sàn chứng khoán lớn là Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Hà Nội (HNX) trong khoảng thời gian 5 năm, từ năm 2008 đến năm 2013.
Năm 2012, tác giả đã tiến hành lựa chọn phương pháp ước lượng bằng cách hồi quy cho toàn bộ mẫu và kiểm định các giả thiết của từng phương pháp Các phương pháp được xem xét bao gồm: (1) bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS) và (2) bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS) với hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effect).
Mô hình ảnh hưởng cố định và phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động hai bước GMM được áp dụng để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố đến hiệu quả hoạt động của các công ty Tác giả thực hiện hồi quy cho toàn bộ mẫu cũng như cho các nhóm công ty có hiệu quả hoạt động cao và thấp Đồng thời, kiểm định t-test được sử dụng để đánh giá sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm công ty, phân loại theo các đặc điểm của Hội đồng quản trị Nghiên cứu được thực hiện bằng phần mềm Stata 11 do Công ty StataCorp phát triển, nhằm cung cấp cơ sở cho các giả thiết nghiên cứu.
Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Các lý thuyết nền tảng
2.1.1 Lý thuyết người đại diện
Hầu hết các nghiên cứu về quản trị doanh nghiệp đều dựa trên lý thuyết người đại diện, như Carter et al (2003) đã chỉ ra, nhằm hiểu mối liên hệ giữa đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Lý thuyết này được Adam Smith nêu ra lần đầu trong tác phẩm "Sự thịnh vượng của các quốc gia" (1776), nhấn mạnh rằng một nhà quản lý không có quyền sở hữu trực tiếp sẽ không thể ra quyết định và tận tâm với công ty như chủ sở hữu thực sự.
Năm 1933, thuyết người đại diện được diễn đạt cụ thể hơn với việc chỉ ra rằng mục tiêu của cổ đông và các nhà quản trị chuyên nghiệp không giống nhau; trong khi cổ đông muốn tối đa hóa lợi nhuận doanh nghiệp, các nhà quản trị có thể tìm kiếm lợi ích cá nhân, điều này không nhất thiết làm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Theo lý thuyết người đại diện, vai trò chính của Hội đồng quản trị là đại diện cho cổ đông và giám sát hoạt động của ban điều hành, nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và giảm thiểu chi phí đại diện (Eisenhardt, 1989; Jensen và Meckling, 1976) Carter et al (2003, 2010) đã tổng kết các tranh luận về vấn đề người đại diện và Hội đồng quản trị, nhấn mạnh rằng một Hội đồng quản trị đa dạng về giới tính, sắc tộc và nền tảng có thể mang lại lợi ích cho doanh nghiệp.
Jensen và Meckling (1976) định nghĩa mối liên hệ người đại diện như một hợp đồng trong đó một hoặc một số người thuê một người khác (người đại diện) thực hiện công việc thay mặt họ, bao gồm quyền ra quyết định Chi phí đại diện phát sinh nhằm giảm thiểu khả năng người quản lý chiếm đoạt nguồn lực doanh nghiệp, bao gồm chi phí giám sát, chi phí ràng buộc và các mất mát do không tối đa hóa lợi nhuận Văn hóa doanh nghiệp có thể cải thiện hiệu quả giám sát Ngoài ra, Jensen (1993) và Monks cùng Minow (2004) cho rằng tỷ lệ sở hữu cao của thành viên HĐQT giúp kiểm soát tốt hơn Fama và Jensen (1983) cùng Jensen (1993) khuyến nghị nên tách chức vụ Tổng Giám đốc và Chủ tịch HĐQT để giảm chi phí đại diện và nâng cao khả năng giám sát.
2.1.2 Lý thuyết ràng buộc các nguồn lực
Theo Hillman và Dalziel (2003), lý thuyết ràng buộc các nguồn lực do Pfeffer và Salancik (1978) đề xuất nghiên cứu ảnh hưởng của nguồn lực bên ngoài đến hành vi tổ chức Môi trường bên ngoài doanh nghiệp đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành quyết định điều hành Thiếu thông tin và khả năng dự đoán thay đổi trên thị trường sẽ dẫn đến hoạt động bất ổn cho doanh nghiệp Hội đồng quản trị (HĐQT) giữ vai trò cầu nối giữa doanh nghiệp và các tổ chức bên ngoài, giúp giảm thiểu sự bất ổn do môi trường bên ngoài gây ra.
Tổng quan các nghiên cứu về mối liên hệ giữa các đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
2.2.1 Độ tuổi của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Độ tuổi trung bình thường được xem là tiêu chí để đo lường kinh nghiệm quản lý của HĐQT Xét từ góc độ lý thuyết ràng buộc các nguồn lực, một HĐQT giàu kinh nghiệm có thể ảnh hưởng tích cực đến thành quả hoạt động của doanh nghiệp bằng cách đưa ra những tư vấn về phát triển thị trường và điều hành, và có thể giúp ích bằng những mối quan hệ đa dạng của mình với thị trường Tuy nhiên HĐQT cũng không nên quá lớn tuổi để có thể chấp nhận áp dụng những công nghệ mới, tư duy mới trong một môi trường phát triển nhanh chóng (Child,
Nghiên cứu của Tian và Ma (2009) về 1975 doanh nghiệp Trung Quốc niêm yết cho thấy rằng nhóm doanh nghiệp có độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị (HĐQT) cao có hiệu quả hoạt động tốt hơn, được đo bằng tỷ suất sinh lợi chia tổng tài sản Phân tích hồi quy OLS chỉ ra mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê giữa độ tuổi HĐQT và hiệu quả hoạt động Tương tự, Zang (2007) cũng phát hiện độ tuổi HĐQT có mối liên hệ tích cực với doanh thu và hiệu quả hoạt động, nhấn mạnh rằng HĐQT có độ tuổi cao thường có nhiều mối quan hệ với thị trường, từ đó đưa ra những chiến lược hiệu quả hơn để nâng cao hiệu suất hoạt động.
Ngược lại với các kết quả nghiên cứu trên, nghiên cứu của Nakano và Nguyen
Nghiên cứu năm 2008 về các doanh nghiệp tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Tokyo năm 2007 chỉ ra rằng có mối tương quan ngược chiều giữa độ tuổi của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Hai tác giả cho rằng HĐQT có độ tuổi lớn thường không ưa thích rủi ro, dẫn đến việc họ ưu tiên lựa chọn những cơ hội đầu tư an toàn thay vì những dự án có khả năng sinh lợi cao nhưng đi kèm với rủi ro lớn.
Một số nghiên cứu như của Randoy et al (2006) và Eklund et al (2009) đã chỉ ra rằng không có mối tương quan thống kê có ý nghĩa giữa độ tuổi trung bình của Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp tại Bắc Âu và Thụy Điển.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H1: Có sự tương quan dương giữa độ tuổi trung bình HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp h
2.2.2 Sự kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Tổng giám đốc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT có thể tập trung quyền lãnh đạo, nhưng nghiên cứu chỉ ra rằng điều này có thể làm giảm hiệu quả giám sát của HĐQT và thúc đẩy động lực giữ vị trí lâu hơn (Fama và Jensen, 1983; Jensen, 1993; Finkelstein và D’Aveni, 1994; Worrell et al., 1997; Carlsson, 2001) Tuy nhiên, các bằng chứng thực nghiệm lại cho thấy kết quả trái ngược về vấn đề này.
Nghiên cứu của Yang và Zhao (2013) đã phân tích hơn 1926 doanh nghiệp Mỹ trong giai đoạn 1979 – 1998 để đánh giá ảnh hưởng của kiêm nhiệm đến hiệu quả hoạt động trong bối cảnh cạnh tranh gia tăng do các cú sốc bên ngoài Kết quả cho thấy nhóm doanh nghiệp thực hiện kiêm nhiệm hoạt động hiệu quả hơn khoảng 3%.
Nghiên cứu cho thấy rằng tỷ lệ kiêm nhiệm đạt 4% (đo lường bằng Tobin’s Q) so với nhóm không kiêm nhiệm trong bối cảnh cú sốc thương mại Việc kiêm nhiệm không chỉ giúp giảm chi phí phát sinh từ bất cân xứng thông tin mà còn cho phép đưa ra quyết định nhanh chóng hơn Các nghiên cứu khác cũng xác nhận kết quả tương tự, như nghiên cứu của Bathula.
Nghiên cứu của Wintoki et al (2012) đã phân tích hơn 7000 doanh nghiệp tại Châu Âu, trong khi Duc Vo và Thuy Phan (2013) tập trung vào 77 công ty niêm yết tại Việt Nam Trước đó, nghiên cứu năm 2008 đã xem xét 207 doanh nghiệp niêm yết tại New Zealand.
Carter et al (2003) đã phân tích dữ liệu từ Compustat cho 797 công ty niêm yết tại Mỹ và phát hiện rằng việc kiêm nhiệm các vị trí có mối tương quan âm với hiệu quả hoạt động Kết quả này cũng được xác nhận trong nghiên cứu về 500 doanh nghiệp thuộc S&P 1500 trong cùng giai đoạn.
1999 - 2005 (Kim et al., 2013); và Peng et al (2007) và Lam et al (2013) cho các doanh nghiệp Trung Quốc trong giai đoạn 1992 – 1996 và 2000 – 2009
Một số nghiên cứu chỉ ra mối tương quan giữa sự kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động, trong khi đó, cũng có những nghiên cứu khác như của Braun và Sharma không phát hiện mối liên hệ có ý nghĩa thống kê giữa hai yếu tố này.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H2: Có sự tương quan dương giữa sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
2.2.3 Trình độ học vấn của các thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Trình độ học vấn của các thành viên Hội đồng Quản trị (HĐQT) đóng vai trò quan trọng trong quá trình ra quyết định (Bathula, 2008) Sự giám sát và khả năng kết nối chiến lược với các nguồn lực bên ngoài sẽ hiệu quả hơn khi các thành viên sở hữu chuyên môn và kinh nghiệm cần thiết (Ingley và Walt, 2001) Các thành viên có trình độ học vấn cao sẽ góp phần tạo nên một HĐQT hiệu quả, yêu cầu tư duy sắc bén, kinh nghiệm phong phú, cùng với khả năng phán xét đúng đắn và tính liêm chính (Hilmer, 1998).
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối liên hệ tích cực giữa trình độ học vấn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Milliken và Martins (1996) cùng với Biggins (1999) cho rằng thành viên HĐQT có trình độ học vấn cao giúp tạo ra quan điểm đa dạng trong quyết định, nâng cao sự tỉ mỉ và độ sâu phân tích Nghiên cứu của Salim Darmadi (2011) trên 160 công ty niêm yết tại Indonesia cũng phát hiện mối tương quan tích cực giữa trình độ học vấn của HĐQT và giám đốc điều hành với hiệu quả doanh nghiệp, được đo lường bằng ROA và Tobin’s Q Tuy nhiên, Bathula (2008) không thấy mối liên hệ này ở các doanh nghiệp New Zealand, và nghiên cứu của Fan (2012) cũng ghi nhận kết quả tương tự tại Singapore vào năm 2002 và 2003.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết h
H3: Có sự tương quan dương giữa sự trình độ học vấn của thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
2.2.4 Thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Theo thuyết người đại diện, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp phụ thuộc vào chất lượng giám sát của Hội đồng Quản trị (HĐQT) (Seal, 2006) Để đảm bảo rằng vốn đầu tư được giám sát chặt chẽ, nhà đầu tư nước ngoài cần có niềm tin vào doanh nghiệp trong nước Việc cử đại diện vào HĐQT giúp nhà đầu tư nước ngoài thực hiện giám sát hoạt động của ban điều hành (Shleifer và Vishny, 1997; Seal, 2006) Nghiên cứu thực nghiệm của Gulamhussen và Guerreiro (2009) cho thấy sự quan trọng của giám sát đối với hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp Bồ Đào Nha.
Từ năm 1996 đến 2004, sự tham gia của thành viên nước ngoài trong Hội đồng Quản trị (HĐQT) đã buộc các doanh nghiệp phải điều chỉnh lại chiến lược quản trị và giảm thiểu chi phí nội bộ Nghiên cứu của Oxelheim và Randøy (2003) về các doanh nghiệp Thụy Điển và Na Uy cũng cho thấy rằng hiệu quả hoạt động và cơ chế quản trị của doanh nghiệp được cải thiện khi có sự tham gia của các thành viên HĐQT người nước ngoài.
Một số nghiên cứu cho thấy không có mối tương quan giữa sự hiện diện của thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, như nghiên cứu của Choi và Hasan (2004) về các doanh nghiệp Hàn Quốc giai đoạn 1998-2002, Hermalin và Weisback (2001), cũng như Bhagat và Black (2000) Thêm vào đó, một số nghiên cứu thực nghiệm cũng chỉ ra mối tương quan âm giữa thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường bằng chỉ số Tobin’s Q, như nghiên cứu của Agrawal và Knoeber (1996) đối với 800 doanh nghiệp lớn nhất tại Mỹ năm 1987.
Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết
H4: Có sự tương quan dương giữa sự tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp h
2.2.5 Giới tính thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu 490 quan sát trong 05 năm từ 2008 đến 2012 của
Hiện nay, có 98 doanh nghiệp niêm yết trên cả Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) Danh sách các doanh nghiệp này được trình bày trong Phụ lục, với việc lựa chọn ngẫu nhiên nhưng đảm bảo hai tiêu chí quan trọng: có đầy đủ thông tin giao dịch cổ phiếu, báo cáo tài chính kiểm toán và thông tin liên quan đến các đặc điểm của hội đồng quản trị qua các năm Tóm tắt mẫu các công ty theo ngành được thể hiện trong Bảng 3.1.
Bảng 3.1: Tóm tắt mẫu dữ liệu sử dụng
Ngành Số công ty Số năm Số quan sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.1.2 Phương pháp thu thập dữ liệu
Để xây dựng dữ liệu thống kê cho các quan sát, cần thu thập thông tin từ bản cáo bạch niêm yết cổ phiếu lần đầu, bản cáo bạch phát hành thêm, báo cáo tài chính có kiểm toán, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các doanh nghiệp Tất cả các tài liệu này đều được công bố công khai trên trang mạng điện tử của các doanh nghiệp hoặc từ cơ sở dữ liệu điện tử của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX).
Thông tin về Hội đồng quản trị (HĐQT) được thu thập từ bảng cân đối kế toán trong báo cáo tài chính kiểm toán, lý lịch các thành viên HĐQT từ bản cáo bạch và báo cáo thường niên, cùng với giao dịch cổ đông nội bộ trong báo cáo quản trị Giá cổ phiếu được lấy từ dữ liệu giao dịch của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) Tất cả thông tin thu thập được sẽ được tổng hợp và thống kê theo từng năm cho từng công ty.
Mô tả các biến
Nghiên cứu này đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua hai chỉ số chính: tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) và tỷ lệ Tobin’s Q Cả hai chỉ số này đã được nhiều nghiên cứu trước đây áp dụng, như Carter et al (2003), Erhardt et al (2003), Fan (2012), Bathula (2008) và Darmadi (2013).
ROA (Return on Assets) là chỉ số phản ánh hiệu quả sử dụng tài sản của doanh nghiệp, được tính bằng lợi nhuận sau thuế chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản Một chỉ số ROA thấp cho thấy doanh nghiệp hoạt động không hiệu quả, điều này có thể ảnh hưởng đến khả năng sinh lời và sự phát triển bền vững trong tương lai (Bathula, 2008).
Chỉ số Tobin’s Q, theo công thức của Adams et al (2009), được xác định là tỷ lệ giữa giá trị thị trường của doanh nghiệp và giá trị sổ sách của tài sản Giá trị thị trường được tính bằng cách lấy giá trị sổ sách của tài sản trừ đi giá trị sổ sách của cổ phiếu, sau đó cộng với giá trị thị trường.
2 Website tương ứng: www.hsx.vn và www.hnx.vn
Carter et al (2003, 2010), Fan (2012), và Darmadi (2013) đã phân loại cổ phiếu dựa trên hai cơ sở chính: cơ sở thị trường và cơ sở sổ sách kế toán Cụ thể, họ sử dụng dữ liệu giá cổ phiếu và giá trị sổ sách cổ phiếu, được thu thập vào thời điểm cuối năm quan sát, để thực hiện phân tích này.
3.2.2 Biến độc lập (biến giải thích)
Dựa trên cơ sở các nghiên cứu về trước, các biến giải thích (đặc điểm Hội đồng quản trị) được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm
- AGE: Độ tuổi trung bình các thành viên HĐQT, được tính bằng tổng số tuổi của các thành viên HĐQT chia số lượng thành viên;
- DUAL: Kiêm nhiệm chức danh, nhận giá trị 1 nếu chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ tổng giám đốc/giám đốc của công ty, và bằng 0 nếu ngược lại;
- BEDU: Trình độ học vấn, tính bằng số lượng thành viên HĐQT có bằng thạc sĩ trở lên;
- BFOR: Tỉ lệ thành viên nước ngoài, tính bằng số lượng thành viên HĐQT là người nước ngoài chia cho tổng số thành viên;
- BGEN: Tỷ lệ thành viên nữ, tính bằng số lượng thành viên nữ chia cho tổng số lượng thành viên HĐQT;
- BSIZE: Quy mô HĐQT, tính bằng số lượng thành viên HĐQT trong năm tính toán 4 ;
Tỉ lệ sở hữu của Hội đồng Quản trị (HĐQT) được tính bằng tổng số cổ phiếu phổ thông mà các thành viên HĐQT nắm giữ, chia cho tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành trong năm quan sát Tỉ lệ này bao gồm cả số cổ phiếu đại diện cho tổ chức sở hữu, phản ánh mức độ kiểm soát và ảnh hưởng của HĐQT đối với công ty.
3.2.3 Biến kiểm soát Để xác định ảnh hưởng của các đặc tính hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tác giả sử dụng hai biến kiểm soát là tỷ lệ nợ/tổng tài sản(LEV) và quy mô tài sản của doanh nghiệp (TANG)
Trong mối quan hệ giữa quy mô doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động, các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra những kết quả không đồng nhất Các tác giả như Adams et al đã đề cập đến sự phức tạp trong việc xác định mối liên hệ này, cho thấy rằng quy mô doanh nghiệp có thể ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực đến hiệu suất Điều này nhấn mạnh tầm quan trọng của các yếu tố khác như ngành nghề, chiến lược kinh doanh và quản lý trong việc đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Nghiên cứu của Hal et al (2009) và Zhang & Xu (2010) chỉ ra rằng quy mô công ty có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động, đo lường bằng Tobin’s Q và ROA, trong các doanh nghiệp Canada và Trung Quốc Ngược lại, Carter et al (2003, 2010) không tìm thấy mối liên hệ này, trong khi các doanh nghiệp Malaysia lại cho thấy kết quả trái ngược (Haniffa và Hudaib, 2006; Ibrahim và Samad, 2011) Đối với cấu trúc vốn, các nghiên cứu của Thi Phuong Vy Le và Duc Nam Phung (2013) cùng Doan và Nguyen (2011) cho thấy mối tương quan âm tại Việt Nam, và Francis et al (2012) cũng ghi nhận kết quả tương tự cho các doanh nghiệp trong S&P1500.
(2011) cho thấy cấu trúc vốn có mối tương quan dương nếu đo lường hiệu quả h
Bảng 3.2: Mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Ký hiệu Diễn giải Cách tính
Mục 1: Các biến phụ thuộc
TOBIN Chỉ số Tobin Q Giá trị thị trường của doanh nghiệp chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản
Lợi nhuận sau thuế chia tổng tài sản (số liệu thu thập từ báo cáo tài chính kiểm toán hợp nhất cả năm)
Mục 2: Các biến giải thích (đặc điểm HĐQT)
AGE Độ tuổi trung bình Tổng số tuổi của các thành viên HĐQT chia số lượng thành viên
DUAL Kiêm nhiệm chức danh
Nhận giá trị 1 nếu chủ tịch HĐQT kiêm nhiệm chức vụ tổng giám đốc/giám đốc của công ty, và bằng 0 nếu ngược lại
BEDU Trình độ học vấn Số lượng thành viên HĐQT có bằng thạc sĩ trở lên
BFOR Tỉ lệ thành viên nước ngoài
Số lượng thành viên HĐQT là người nước ngoài chia cho tổng số thành viên
BGEN Tỷ lệ thành viên nữ Số lượng thành viên nữ chia cho tổng số lượng thành viên HĐQT
BSIZE Số lượng thành viên
Số lượng thành viên HĐQT trong năm tính toán
BOWN Tỉ lệ sở hữu
Tổng số cổ phiếu phổ thông mà các thành viên HĐQT sở hữu chia cho tổng số cổ phiếu phổ thông đang lưu hành năm quan sát
Mục 3: Các biến kiểm soát (đặc điểm doanh nghiệp)
TANG Quy mô tài sản Logarit tự nhiên của tổng tài sản năm quan sát
LEV Tỷ lệ nợ/tổng tài sản
Giá trị sổ sách của tổng nợ chia giá trị sổ sách tổng tài sản của doanh nghiệp năm quan sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp h
Mô hình và phương pháp nghiên cứu
3.3.1.1 Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp Để xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm Hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, các phương pháp ước lượng trong luận văn được vận dụng trên cơ sở các nghiên cứu trước đây của Coles (2008), Eklund (2008), Bathula
Nghiên cứu của Ibrahim và Samad (2011), Darmadi (2011), Wintoki et al (2012) đã sử dụng dữ liệu bảng và áp dụng các phương pháp hồi quy như bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS), bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) với hiệu ứng ngẫu nhiên, mô hình ảnh hưởng cố định (Fixed effect model), và phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động hai bước GMM.
Phương pháp Pooled OLS yêu cầu giả định về phương sai không đổi và không có tương quan chuỗi, điều này có nghĩa là sai số mô hình tại mỗi thời điểm quan sát phải không tương quan với biến giải thích (Wooldridge, 2002; Bathula).
Năm 2008, độ tin cậy của hệ số tương quan có thể bị giảm do các yếu tố khác nhau Để kiểm tra giả định phương sai không đổi, các kiểm định White và Breusch-Pagan được áp dụng Đồng thời, kiểm định Wooldridge được sử dụng để xác định vấn đề tương quan chuỗi.
Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) kết hợp với hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) cho phép xử lý hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, từ đó nâng cao độ tin cậy của tham số ước lượng (Bathula, 2008) Giả định cơ bản của phương pháp này là sai số mô hình phải độc lập với biến giải thích (Diggle et al., 2002).
5 Giả thiết Ho: Không có hiện tượng tự tương quan
6 Kiểm định do Drukker (2003) đề xuất Giả thiết Ho: Không có hiện tượng tương quan chuỗi h
Phương pháp ước lượng mô hình hiệu ứng cố định (FEM) được áp dụng rộng rãi trong nghiên cứu quản trị doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của công ty FEM giúp cải thiện các yếu tố gây ước lượng thiên lệch từ tính không đồng nhất chưa quan sát, nhưng yêu cầu giả định ngoại sinh mạnh Kiểm định Hausman giữa mô hình REM và FEM cho thấy nếu FEM hiệu quả hơn, điều này chỉ ra rằng các giả định của REM đã bị vi phạm.
Để kiểm định giả thiết về sự ngoại sinh mạnh, nghiên cứu áp dụng phương pháp của Wintoki et al (2012) Nếu các đặc tính của HĐQT ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp trong quá khứ, giả định của FEM sẽ bị vi phạm Ngược lại, nếu giả định của FEM không bị vi phạm, phương pháp ước lượng này sẽ giảm thiểu vấn đề nội sinh và đảm bảo kết quả mô hình đáng tin cậy.
Phương pháp GMM hai bước, được phát triển bởi Holtz-Eakin et al (1988) và Arellano và Bond (1991), cho phép xem tất cả các biến giải thích là nội sinh và sử dụng giá trị quá khứ của chúng làm biến công cụ Phương pháp này giúp đo lường hiệu quả ảnh hưởng của quản trị doanh nghiệp lên hoạt động, như đã chỉ ra bởi Pathan và Faff (2012) cũng như Wintoki et al (2012).
(1) tạo một phương trình của sai phân bậc 1 của mô hình ước lượng và
Theo Baum et al (2003), các biến công cụ trong mô hình được xây dựng dựa trên hồi quy IV (Instrumental Variables) Phương pháp này nhằm tìm kiếm một bộ biến công cụ đáp ứng hai điều kiện: (1) có tương quan với các biến giải thích và (2) không tương quan với phần dư Việc áp dụng hồi quy IV giúp loại bỏ sự tương quan giữa các biến giải thích và phần dư.
Phương pháp GMM được áp dụng để ước lượng phương trình sai phân, trong đó giá trị độ trễ của các biến giải thích được sử dụng làm biến công cụ Cụ thể, độ trễ của các đặc điểm HĐQT đóng vai trò quan trọng trong quá trình này.
Phương pháp ước lượng sử dụng sai phân và độ trễ yêu cầu hai giả định cơ bản: (1) các biến công cụ phải là ngoại sinh và (2) không có hiện tượng tự tương quan trong sai phân phần dư (Mileva, 2007) Để kiểm định các giả định này, tác giả áp dụng kiểm định AR(1) và AR(2) nhằm kiểm tra hiện tượng tự tương quan bậc 1 và bậc 2.
Trong nghiên cứu về sai phân phần dư, việc kiểm định Hansen's J là cần thiết để đánh giá hiệu lực của các biến công cụ (Mileva, 2007; Roodman, 2009; Wintoki et al., 2012; Pathan và Faff, 2012) Nếu kết quả cho thấy sai phân bậc 1 có tự tương quan nhưng sai phân bậc 2 không có (kiểm định AR(1) và AR(2) đều có giả thiết H0: không có tự tương quan), và kiểm định Hansen's J chấp nhận giả thiết H0 về các biến công cụ ngoại sinh, thì điều này khẳng định tính chính xác của mô hình.
2007) thì mô hình ước lượng theo phương pháp này phù hợp
Hình 3.1: Tóm tắt các kiểm định sử dụng để xem xét sự phù hợp của từng phương pháp ước lượng
Phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động GMM, theo Wintoki (2012), vượt trội hơn Pooled OLS và FEM nhờ vào ba ưu điểm chính: đầu tiên, nó tích hợp hiệu ứng cố định vào mô hình, giúp giảm thiểu vấn đề không đồng nhất chưa quan sát; thứ hai, nó cho phép các đặc điểm của HĐQT chịu ảnh hưởng từ giá trị quá khứ của chính những đặc điểm này; và cuối cùng, nó cũng cho phép các đặc điểm HĐQT bị tác động bởi hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong quá khứ Nhờ vào những yếu tố này, mô hình GMM không cần thiết phải bổ sung các biến công cụ bên ngoài.
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.3.1.2 Phân tích kết quả hồi quy
Sau khi xác định phương pháp ước lượng thích hợp, tác giả tiến hành hồi quy cho toàn bộ mẫu Tiếp theo, mẫu được phân chia thành hai nhóm: các công ty có hiệu quả hoạt động cao và các công ty có hiệu quả hoạt động chưa cao, dựa trên chỉ số Tobin’s.
Tobin’s Q lớn hơn 1 cho thấy công ty thuộc nhóm tăng trưởng cao, trong khi chỉ số ROA cao hơn mức trung vị chỉ ra hiệu quả hoạt động tốt Phân loại này được áp dụng theo nghiên cứu của nhóm tác giả Moradi (2012).
3.3.1.3 Phân tích sơ bộ dữ liệu mẫu
Kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả, ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến
Theo thống kê mô tả trong Mục 1 của Bảng 4.1, giá trị trung bình và trung vị của độ tuổi bình quân các thành viên hội đồng quản trị (HĐQT) lần lượt là 48.07 và 48.14 So với các nghiên cứu trước đây tại Châu Âu, Mỹ và Singapore, độ tuổi trung bình trong mẫu nghiên cứu này thấp hơn (53 – 57 tuổi) nhưng cao hơn so với một số nghiên cứu tại Trung Quốc, nơi độ tuổi bình quân dao động từ 46.8 đến 47.8 tuổi.
Mẫu nghiên cứu cho thấy độ tuổi bình quân của các thành viên HĐQT dao động từ 39.8 đến 59.0 Giá trị trung bình cho số lượng thành viên HĐQT có trình độ thạc sỹ trở lên đạt 0.98, trong khi tỷ lệ thành viên người nước ngoài là 4% và tỷ lệ thành viên nữ là 14% Tỷ lệ sở hữu của HĐQT là 43%, với số lượng thành viên bình quân là 5.51 Đáng chú ý, có tới 38% công ty có sự kiêm nhiệm giữa Tổng Giám đốc và Chủ tịch HĐQT.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu
Bảng này trình bày các đặc điểm của hội đồng quản trị, đặc điểm doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của 98 doanh nghiệp được quan sát từ năm 2008 đến 2012 Dữ liệu được thu thập từ các nguồn công bố công khai như bản cáo bạch niêm yết cổ phiếu, báo cáo tài chính kiểm toán, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của doanh nghiệp Tài liệu được lấy từ trang web của các doanh nghiệp hoặc cơ sở dữ liệu của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM và Hà Nội Các biến số nghiên cứu bao gồm AGE (độ tuổi trung bình của thành viên HĐQT), DUAL (biến giả cho sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc và Chủ tịch HĐQT), BEDU (số lượng thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên), BFOR (tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài), BGEN (tỷ lệ thành viên nữ), BSIZE (số lượng thành viên HĐQT) và BOWN (tỷ lệ sở hữu cổ phiếu của các thành viên HĐQT).
Obs mean sd min median max
Mục 1: Các biến đặc điểm Hội đồng quản trị age 490 48.07 3.53 39.80 48.14 59.00 dual 490 0.38 0.49 0.00 0.00 1.00 bedu 490 0.98 1.08 0.00 1.00 5.00 bfor 490 0.04 0.13 0.00 0.00 1.00 bgen 490 0.14 0.17 0.00 0.11 0.80 bsize 490 5.51 1.08 3.00 5.00 10.00 bown 490 0.43 0.21 0.01 0.47 0.85
Mục 2: Các biến kiểm soát tang 490 26.88 1.56 23.75 26.88 31.45 lev 490 0.48 0.23 0.04 0.51 1.05
Mục 3: Các biến hiệu quả hoạt động tobin 490 1.28 0.52 0.38 1.11 4.30 roa 490 0.08 0.10 -0.29 0.06 0.56
Mục 4: Thống kê giá trị trung bình các biến Hội đồng quản trị theo từng năm year age dual bedu bfor bgen bsize bown
Nguồn số liệu trong bài viết được thu thập từ bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Thông tin chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày ở phần Phụ lục.
Thống kê mô tả cho các đặc điểm doanh nghiệp cho thấy logarite tự nhiên tổng tài sản (TANG) có giá trị trung bình và trung vị là 26.88, tương ứng với 471.9 tỷ đồng, với giá trị thấp nhất là 23.75 (20.6 tỷ đồng) và cao nhất là 31.45 (45.56 nghìn tỷ đồng) Đối với tỷ lệ nợ/tổng tài sản (LEV), giá trị trung bình và trung vị đạt 0.48 và 0.51, trong khi giá trị thấp nhất là 0.04 và cao nhất là 1.05.
Theo thống kê mô tả về hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, giá trị trung bình của Tobin’Q là 1.28, với giá trị thấp nhất là 0.38 và cao nhất là 4.30 Đối với tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), giá trị trung bình đạt 8%, trong khi giá trị thấp nhất là -29% và cao nhất là 56%.
Trong Mục 4 của Bảng 4.1, tác giả trình bày giá trị trung bình của các đặc điểm HĐQT từ năm 2008 đến 2012, cho thấy sự gia tăng trong giai đoạn 2008 – 2011 và giảm nhẹ vào năm 2012 về độ tuổi trung bình của HĐQT Tỷ lệ công ty có sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT giảm dần, trong khi số lượng thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên liên tục tăng Tỷ lệ thành viên người nước ngoài ổn định ở mức 3% - 4% và tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT duy trì ở mức 13% - 15% Số lượng thành viên HĐQT ổn định từ 5.37 đến 5.55, cùng với tỷ lệ sở hữu của HĐQT giữ ở mức 42% - 44%.
4.1.2 Ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 4.2 trình bày ma trận tương quan với kiểm định Pearson giữa các biến, cho thấy các đặc điểm của HĐQT như kiêm nhiệm (DUAL), học vấn (BEDU) và giới tính (BGEN) có tương quan dương và ý nghĩa thống kê ở mức 5% với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp đo bằng chỉ số Tobin’s Q Ngược lại, khi đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA, không có biến giải thích nào cho thấy tương quan có ý nghĩa Một số biến giải thích cũng có tương quan ý nghĩa với nhau, như độ tuổi trung bình (AGE) và tỷ lệ thành viên nữ (BGEN) của HĐQT (-20%), cũng như tính kiêm nhiệm (DUAL) và trình độ học vấn (BEDU) của HĐQT (11%) Tỷ lệ sở hữu của HĐQT có tương quan ý nghĩa với nhiều biến khác: DUAL (-18%), BEDU (13%), BFOR (17%) và BGEN (-2%).
Mức độ tương quan giữa các biến giải thích chỉ nằm trong khoảng -0.20 đến 0.27, cho thấy sự tương quan thấp Đồng thời, kiểm định đa cộng tuyến cho kết quả là 1.22, thấp hơn nhiều so với ngưỡng 10, điều này cho thấy vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả của mô hình.
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan và kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Bảng này trình bày ma trận tương quan giữa các biến, với các hệ số tương quan được in đậm thể hiện sự tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 5% hoặc thấp hơn (theo kiểm định Pearson pair-wise) Ngoài ra, kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) cũng được đưa ra trong bảng.
David G Kleinbaum, Lawrence L Kupper, and Keith E Muller discuss applied regression analysis and other multivariate methods in their 1988 publication, emphasizing the relationships among variables such as Tobin's Q, return on assets (ROA), and leverage Their work highlights the significance of these metrics in understanding financial performance, with a focus on how tangible assets and firm size influence these relationships.
Dữ liệu trong bài viết được thu thập từ các nguồn như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát, với mẫu dữ liệu chi tiết được trình bày ở phần Phụ lục.
Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp
Để chọn phương pháp ước lượng phù hợp cho nghiên cứu, tác giả thực hiện hồi quy mô hình theo các phương pháp Pooled OLS, Random Effect GLS, Fixed Effect Model và Dynamic Panel Data 2 Steps System GMM cho toàn bộ mẫu Mỗi phương pháp ước lượng đều được kiểm tra để xác định tính phù hợp của mô hình và xem xét việc vi phạm các giả định Nếu phát hiện vi phạm giả định của mô hình, tác giả sẽ loại bỏ phương pháp đó và tiếp tục với các phương pháp còn lại cho đến khi tìm ra phương pháp ước lượng tối ưu nhất.
4.2.1 Ước lượng theo Pooled OLS
Kết quả kiểm định cho thấy mô hình gặp phải hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chéo Cụ thể, kiểm định White và kiểm định Breusch-Pagan đều bác bỏ giả thuyết H0 về việc không có phương sai thay đổi, trong khi kiểm định Wooldridge cũng bác bỏ giả thuyết H0 về việc không có tương quan chéo Do đó, mô hình hồi quy theo phương pháp Pooled OLS không phù hợp vì không đáp ứng được các giả định cần thiết.
Bảng 4.4: Hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho toàn mẫu và kết quả kiểm định các giả thiết
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q và ROA) theo phương pháp ước lượng Pooled OLS Kết quả kiểm định các giả thiết của mô hình (kiểm định White, Breusch-Pagan, Wooldridge) được trình bày trong mục 2 Các đấu hoa thị *, **, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%
Mục 1: Hồi quy các đặc điểm của HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q và ROA) theo phương pháp Pooled OLS y=TOBIN y=ROA
Mục 2: Kết quả kiểm định các giả thiết của mô hình hồi quy theo Pooled OLS Kiểm định White và Breusch-Pagan cho giả định không xuất hiện phương sai thay đổi, kiểm định Wooldridge cho giả định không xuất hiện tương quan chéo
Nguồn số liệu trong bài viết này được thu thập từ các tài liệu quan trọng như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Thông tin chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày ở phần Phụ lục.
4.2.2 Ước lượng theo REM và FEM Đầu tiên tác giả thực hiện ước lượng theo REM và FEM để xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bởi h
Tác giả sử dụng Tobin’s Q và ROA để thực hiện kiểm định Hausman, so sánh giữa mô hình ước lượng REM và FEM Nếu mô hình FEM cho kết quả hiệu quả hơn REM, điều này cho thấy giả định của REM bị vi phạm Trong trường hợp này, tác giả tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mô hình FEM bằng cách thêm biến độ tiến của các đặc tính HĐQT vào mô hình, nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa các biến độ tiến và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nếu kết quả không cho thấy sự tương quan có ý nghĩa thống kê, giả định của mô hình được tuân thủ và phương pháp ước lượng FEM được xác nhận là phù hợp.
Bảng 4.5 trình bày kết quả hồi quy sử dụng phương pháp REM và FEM nhằm phân tích tác động của các đặc điểm Hội đồng quản trị đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, kèm theo kết quả kiểm định Hausman.
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Random Effect GLS và Fixed Effect Model Mục 2 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng ROA) theo phương pháp ước lượng Random Effect GLS và Fixed Effect Model Các đấu hoa thị *, **, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%
Random Effect GLS Fixed Effect Model
Age -0.002 -1.070 -0.002 0.020 dual 0.008 0.820 -0.010 -0.180 bedu -0.007 -1.250 0.034 -1.360 bfor 0.005 0.120 -0.061 0.450 bgen -0.013 -0.430 0.009 -1.280 bsize 0.005 1.060 -0.041 1.580 bown 0.017 0.590 1.232 -0.770
Nguồn số liệu trong bài viết được thu thập từ các tài liệu như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày trong phần Phụ lục.
Kết quả kiểm định Hausman trong Bảng 4.5 cho thấy mô hình FEM vượt trội hơn mô hình REM trong việc đánh giá hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua các chỉ số Tobin’s Q và ROA Điều này chỉ ra rằng giả định của mô hình ước lượng theo Random Effect GLS bị vi phạm, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0: Sai số của mô hình độc lập với biến giải thích Do đó, mô hình ước lượng theo Random Effect GLS không còn phù hợp, và tác giả sẽ tiếp tục xem xét tính khả thi của mô hình FEM.
Việc áp dụng biến độ tiến trong mô hình FEM cho thấy kết quả hồi quy xác nhận tính hợp lý của ước lượng theo mô hình này Các biến độ tiến không có tương quan thống kê ý nghĩa ở mức 10% hoặc thấp hơn với hiệu quả hoạt động của công ty, được đo bằng Tobin’s Q hoặc ROA Điều này chứng tỏ rằng giả định ngoại sinh mạnh của mô hình FEM đã được tuân thủ.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mô hình FEM kết hợp biến độ tiến các đặc điểm HĐQT
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Fixed Effect Model Biến độ tiến được bổ sung vào mô hình để xem xét mối liên hệ giữa đặc điểm HĐQT kỳ (t+1) có tương quan với biến độc lập hay không Mục 2 thực hiện tương tự mục 1, nhưng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng ROA Các kết quả thống kê t được in đậm thể hiện hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10% hoặc thấp hơn
Mục 1: Trường hợp y = TOBIN y = TOBIN 1 2 3 4 5 6 7 8 tang(t) -0.16 -0.12 -0.14 -0.14 -0.14 -0.14 -0.14 -0.15
Mục 2: Trường hợp y = ROA y = ROA 1 2 3 4 5 6 7 8 tang(t) -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03 -0.03
Nguồn số liệu được thu thập từ bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Mẫu dữ liệu chi tiết được trình bày ở phần Phụ lục.
4.2.3 Ước lượng Dynamic Panel Data Two-Steps System GMM
Bảng 4.7 trình bày kết quả mô hình ước lượng Dynamic Panel Data Two-Steps System GMM cùng với các kiểm định liên quan, nhằm xem xét mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Để thực hiện hồi quy theo phương pháp này, tác giả đã sử dụng lệnh xtabond2 do Roodman (2009) đề xuất, với cấu trúc lệnh được áp dụng theo nghiên cứu của Wintoki et al (2012).
11 Cấu trúc lệnh sử dụng trong mô hình này lần lượt như sau:
1 xtabond2 tobin l1.tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, gmm(tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, lag(2 1)) twostep robust small
2 xtabond2 roa l1.roa tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, gmm(tobin tang lev age dual bedu bfor bgen bsize bown, lag(2 1)) twostep robust small h
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mô hình theo ước lượng Dynamic Panel Data Two-
Kiểm tra sự khác biệt theo nhóm cho từng đặc điểm HĐQT
Bảng 4.3 trình bày kết quả thống kê và kiểm định t với mức ý nghĩa 10% nhằm phân tích sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động, đo lường qua TOBIN và ROA, giữa hai nhóm công ty dựa trên các tiêu chí đặc điểm HĐQT Kiểm định t giả định H0 là không có sự khác biệt thống kê trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm Nếu H0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10%, các giả thiết Ha sẽ được xem xét, với Ha được chấp nhận khi giá trị p_value nhỏ hơn 10%.
Bảng 4.3: Kết quả thống kê và kiểm định t cho sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động của các nhóm (phân loại theo các tiêu chí đặc điểm HĐQT)
Bảng này trình bày kết quả thống kê về hiệu quả hoạt động của các nhóm công ty, được phân loại theo các tiêu chí như độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị (HĐQT), tính kiêm nhiệm, số lượng thành viên HĐQT có trình độ thạc sĩ trở lên, tỷ lệ thành viên người nước ngoài, và tỷ lệ thành viên nữ Các nhóm được phân chia thành nhóm độ tuổi cao và thấp, nhóm có kiêm nhiệm và không kiêm nhiệm, nhóm có số lượng thành viên có trình độ thạc sĩ cao và thấp, cùng với tỷ lệ thành viên nước ngoài và nữ cao và thấp.
Trong bài viết này, chúng tôi sẽ phân tích kết quả kiểm định t từ dữ liệu Stata, nhằm đánh giá sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm thành viên dựa trên tiêu chí lượng thành viên (cao - thấp) và tỷ lệ sở hữu của Hội đồng Quản trị (cao - thấp) Sau khi phân loại các nhóm theo các tiêu chí này, kiểm định t được áp dụng để xác định sự khác biệt đáng kể trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm.
Mục 1: Phân loại theo độ tuổi HĐQT
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
H_AGE 244 1.274 0.037 0.573 H_AGE 244 0.090 0.006 0.101 L_AGE 246 1.280 0.029 0.461 L_AGE 246 0.073 0.006 0.091 diff = mean(H_AGE) - mean(L_AGE) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.898 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.057 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.449 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.971 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.55 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.028
Mục 2: Phân loại theo có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT hay không
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
NO_DUAL 302 1.227 0.025 0.429 NO_DUAL 302 0.077 0.006 0.097 diff = mean(DUAL) - mean(NO_DUAL) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.006 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.194 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.996 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.902 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.003 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.097
Mục 3: Phân loại theo tỷ lệ thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
L_BEDU 352 1.215 0.024 0.446 L_BEDU 352 0.078 0.005 0.099 diff = mean(H_BEDU) - mean(L_BEDU) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.000 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.246 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 1.000 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.876 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.000 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.123
Mục 4: Phân loại theo tỷ lệ thành viên người nước ngoài
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
H_BFOR 54 1.412 0.107 0.790 H_BFOR 54 0.086 0.013 0.096 L_BFOR 436 1.261 0.023 0.474 L_BFOR 436 0.081 0.005 0.097 diff = mean(H_BFOR) - mean(L_BFOR) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.042 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.680 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.978 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.659 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.021 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.340
Mục 5: Phân loại theo tỷ lệ thành viên nữ
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
H_BGEN 244 1.390 0.039 0.615 H_BGEN 244 0.088 0.006 0.097 L_BGEN 246 1.166 0.024 0.371 L_BGEN 246 0.074 0.006 0.095 diff = mean(H_BGEN) - mean(L_BGEN) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.000 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.115 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 1.000 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.942 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.000 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.057
Mục 6: Phân loại theo số lượng thành viên
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA h
In a comparative analysis of two groups, H_BSIZE and L_BSIZE, the observations revealed that H_BSIZE had a mean of 1.321 with a standard error of 0.046 and a standard deviation of 0.516, while L_BSIZE had a mean of 1.262, a standard error of 0.027, and a standard deviation of 0.520 The difference in means between H_BSIZE and L_BSIZE was calculated, resulting in a hypothesis test where the null hypothesis (Ho: diff = 0) showed a probability of 0.271 for the two-tailed test and 0.203 for the one-tailed test The alternative hypothesis (Ha: diff < 0) indicated a probability of 0.864 for H_BSIZE being less than L_BSIZE, while Ha: diff > 0 showed a probability of 0.135 for H_BSIZE being greater than L_BSIZE.
Mục 7: Phân loại theo tỷ lệ sở hữu của HĐQT
Trường hợp y = TOBIN Trường hợp y = ROA
Group Obs Mean SE SD Group Obs Mean SE SD
H_BOWN 245 1.305 0.036 0.569 H_BOWN 245 0.088 0.006 0.100 L_BOWN 245 1.250 0.030 0.463 L_BOWN 245 0.075 0.006 0.093 diff = mean(H_BOWN) - mean(L_BOWN) Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.241 Ho: diff = 0 Pr(|T| > |t|) = 0.134 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.879 Ha: diff < 0 Pr(T < t) = 0.932
Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.120 Ha: diff > 0 Pr(T > t) = 0.067
Nguồn số liệu trong bài viết được thu thập từ các tài liệu quan trọng như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Thông tin chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày trong phần Phụ lục.
Theo phân loại độ tuổi trung bình của Hội đồng quản trị (HĐQT), kết quả cho thấy nhóm doanh nghiệp có độ tuổi HĐQT cao (H_AGE) có hiệu quả hoạt động thấp hơn nhóm có độ tuổi HĐQT thấp (L_AGE) khi sử dụng chỉ số Tobin’s Q, nhưng sự khác biệt này không có ý nghĩa thống kê Ngược lại, khi đo lường bằng chỉ số ROA, nhóm H_AGE lại thể hiện hiệu quả hoạt động tốt hơn và sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê.
Khi phân loại doanh nghiệp thành hai nhóm: nhóm có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT (DUAL) và nhóm không có kiêm nhiệm (NO_DUAL), kết quả thống kê cho thấy nhóm DUAL có hiệu quả hoạt động cao hơn nhóm NO_DUAL khi sử dụng chỉ số Tobin’s Q, và sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, khi đo lường hiệu quả hoạt động bằng chỉ số ROA, không có sự khác biệt đáng kể giữa hai nhóm doanh nghiệp.
Khi phân loại theo nhóm có số lượng thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên cao (H_BEDU) và thấp (L_BEDU), kết quả thống kê cho thấy nhóm H_BEDU hoạt động hiệu quả hơn khi sử dụng chỉ số Tobin’s Q, với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê Ngược lại, khi đo lường hiệu quả hoạt động bằng chỉ số ROA, không có sự khác biệt đáng kể giữa hai nhóm.
Kết quả thống kê và kiểm định t cho phân loại theo BFOR (tỷ lệ thành viên người nước ngoài) và BGEN (tỷ lệ thành viên nữ) cho thấy nhóm H_BFOR và H_BGEN có hiệu quả hoạt động tốt hơn, với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê.
Kết quả kiểm định cho thấy không có sự khác biệt đáng kể trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm phân loại theo BSIZE (số lượng thành viên HĐQT) và BOWN (tỷ lệ sở hữu của HĐQT) Tuy nhiên, nhóm H_BSIZE và H_BOWN có giá trị trung bình TOBIN cao hơn so với nhóm L_BSIZE và L_BOWN.
Mối liên hệ giữa đặc điểm HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 47 5 Kết luận
Dựa trên phương pháp ước lượng Fixed Effect Model (FEM), tác giả nghiên cứu mối liên hệ giữa đặc điểm Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường qua Tobin’s Q và ROA Tác giả thực hiện hồi quy theo FEM cho toàn bộ mẫu, sau đó phân nhóm thành hai nhóm: nhóm có hiệu quả hoạt động cao và nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao, nhằm phân tích sự khác biệt giữa chúng Kết quả hồi quy cho toàn mẫu và từng nhóm được trình bày chi tiết trong bảng 4.8.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy theo FEM để xác định mối liên hệ giữa đặc điểm
HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp
Mục 1 của bảng này trình bày kết quả hồi quy xem xét tác động của các đặc điểm HĐQT lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q) theo phương pháp ước lượng Fixed Effect Model cho trường hợp hồi quy cho toàn mẫu, nhóm doanh nghiệp có Tobin ≤ 1, nhóm doanh nghiệp có Tobin >1 Mục 2 thực hiện tương tự mục 1, nhưng hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng ROA Các đấu hoa thị *, **, ** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%
Mục 1: Đo lường hiệu quả hoạt động bằng TOBIN y = tobin Toàn mẫu Tobin thấp Tobin cao
Coef t_stat Coef t_stat Coef t_stat
Intercep 8.601 6.45*** 0.589 0.55 7.139 4.08*** tang -0.209 -3.85*** 0.076 1.78* -0.177 -2.48** lev -0.519 -2.57*** 0.136 1.12 -0.442 -1.48 age -0.032 -3.38** -0.045 -7.65*** -0.015 -1.12 dual 0.032 0.6 -0.032 -0.94 0.042 0.57 bedu -0.045 -1.37 -0.068 -2.89*** -0.119 -2.49** bfor -0.145 -0.41 0.229 1.29 -0.882 -1.67* bgen -0.068 -0.31 -0.122 -1.07 0.177 0.51 h bsize 0.039 1.48 0.072 3.76*** 0.046 1.25 bown -0.277 -1.11 0.127 0.68 -0.320 -1
Mục 2: Đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA y = roa Toàn mẫu ROA thấp ROA cao
Coef t_stat Coef t_stat Coef t_stat
Intercep 1.232 4.31*** 0.391 1.28 0.754 1.68* tang -0.040 -3.40*** -0.008 -0.71 -0.020 -1.11 lev -0.218 -5.03*** -0.132 -2.56** -0.163 -2.71*** age 0.000 0.02 -0.001 -0.67 -0.001 -0.23 dual -0.002 -0.18 -0.008 -0.81 -0.032 -1.54 bedu -0.010 -1.36 0.000 0.03 -0.012 -1.34 bfor 0.034 0.45 0.069 0.88 -0.034 -0.33 bgen -0.061 -1.28 -0.045 -0.85 -0.038 -0.55 bsize 0.009 1.58 0.004 0.85 0.014 1.69* bown -0.041 -0.77 -0.057 -1.08 -0.067 -0.94
Nguồn số liệu trong bài viết được thu thập từ các tài liệu như bản cáo bạch, báo cáo tài chính, báo cáo thường niên và báo cáo quản trị của các công ty trong mẫu quan sát Chi tiết về mẫu dữ liệu được trình bày trong phần Phụ lục.
Giả thiết về mối tương quan dương của độ tuổi trung bình HĐQT
Kết quả kiểm định toàn mẫu cho thấy có mối tương quan âm và ý nghĩa thống kê giữa độ tuổi trung bình của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp khi đo lường bằng Tobin’s Q Ngược lại, khi sử dụng ROA để đo lường hiệu quả hoạt động, sự tương quan chỉ nhỏ và không có ý nghĩa thống kê Mặc dù kết quả này không hỗ trợ giả thuyết nghiên cứu, nhưng lại phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm của Nakano và Nguyen (2008) tại thị trường Nhật Bản, cũng như nghiên cứu của Randoy và cộng sự.
Nghiên cứu của Eklund et al (2006, 2009) chỉ ra rằng các doanh nghiệp Bắc Âu và Thụy Điển có hiệu quả hoạt động chưa cao (Tobin’s Q nhỏ hơn 1) có sự tương quan mạnh hơn và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (β = -0.045) so với nhóm có hiệu quả hoạt động cao (β = -0.015) Kết quả cũng cho thấy nhóm doanh nghiệp có độ tuổi trung bình Hội đồng quản trị (HĐQT) cao (H_AGE) có hiệu quả hoạt động (đo lường bằng ROA) tốt hơn nhóm còn lại (L_AGE) Từ các bằng chứng thực nghiệm và lý thuyết nền tảng, tác giả khuyến nghị rằng các doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao nên xem xét xây dựng một HĐQT có độ tuổi trung bình thấp để thuận lợi hơn trong việc áp dụng công nghệ mới và tư duy đổi mới, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động Tuy nhiên, nhận định này cần được kiểm chứng thêm qua các bằng chứng thực nghiệm về sự tương quan âm giữa độ tuổi trung bình HĐQT và việc áp dụng công nghệ, cải tiến trong doanh nghiệp.
Giả thiết về mối tương quan dương trong việc kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT với hiệu quả hoạt động
Kết quả kiểm định cho thấy nhóm có kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT (DUAL) hoạt động hiệu quả hơn nhóm không có kiêm nhiệm (NO_DUAL) theo chỉ số Tobin’s Q Tuy nhiên, phân tích hồi quy không chỉ ra mối tương quan thống kê có ý nghĩa giữa đặc điểm này và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Đáng lưu ý, mối tương quan này thay đổi tùy theo biến phụ thuộc: khi sử dụng TOBIN, sự kiêm nhiệm thể hiện mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động, đặc biệt là ở nhóm có TOBIN>1; trong khi đó, khi đo lường bằng ROA, mối tương quan lại là âm, bất kể phân tích cho toàn mẫu hay các nhóm có hiệu quả hoạt động cao - thấp.
Giả thiết về mối tương quan dương của trình độ học vấn các thành viên HĐQT
Kết quả hồi quy mô hình cho toàn mẫu không ủng hộ giả thiết khi chỉ ra rằng BEDU và ROA (hoặc TOBIN) có tương quan âm, mặc dù không có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, khi ước lượng theo từng nhóm (tobin >1 và tobin ≤1), tác giả phát hiện mối tương quan âm giữa BEDU và TOBIN cho cả hai nhóm, với nhóm Tobin ≤ 1 có tương quan thấp hơn (-0.068 so với -0.119) Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Duc Vo và Thuy Phan (2013) tại Việt Nam, gợi ý rằng việc thành viên HĐQT có trình độ thạc sỹ trở lên có thể không đóng góp nhiều cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp.
Kết quả kiểm định cho thấy nhóm H_BEDU có hiệu quả hoạt động tốt hơn nhóm L_BEDU với sự khác biệt có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, sự khác biệt trong kết quả hồi quy và kiểm định theo nhóm cho thấy luận văn chưa đánh giá rõ ràng mối tương quan giữa trình độ học vấn của các thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động.
Giả thiết về mối tương quan dương của tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài
Kết quả kiểm định sự khác biệt theo nhóm cho thấy nhóm H_BFOR có hiệu quả hoạt động tốt hơn nhóm L_BFOR Tuy nhiên, phân tích hồi quy cho toàn mẫu không cung cấp bằng chứng xác thực cho giả thuyết này khi sử dụng chỉ số h để đo lường.
TOBIN (y = TOBIN) thì mối tương quan là âm, trong khi đo lường bằng ROA (y=ROA) cho thấy tương quan là dương
Khi thực hiện hồi quy với y=TOBIN, tác giả nhận thấy rằng nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao (TOBIN>1) có mối tương quan âm với BFOR ở mức ý nghĩa thống kê 10% (β = -0.882), trong khi nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao lại có mối tương quan dương (β = 0.229) Kết quả này cho thấy sự tham gia của thành viên HĐQT người nước ngoài có thể có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp kém hiệu quả (tobin ≤ 1), nhưng lại có thể ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp tốt (tobin>1).
Giả thiết về mối tương quan dương của tỷ lệ thành viên nữ
Nghiên cứu chỉ ra rằng nhóm có tỷ lệ nữ cao (H_BGEN) hoạt động hiệu quả hơn nhóm có tỷ lệ nữ thấp (L_BGEN), nhưng mối liên hệ giữa BGEN và các chỉ số như TOBIN hoặc ROA không có ý nghĩa thống kê Mặc dù không tìm thấy bằng chứng ủng hộ hay bác bỏ giả thuyết này, cần lưu ý rằng khi đo lường y=TOBIN, tỷ lệ thành viên nữ có tương quan dương với hiệu quả hoạt động của nhóm có TOBIN > 1, trong khi tương quan âm với nhóm có TOBIN ≤ 1 Kết quả này gợi ý rằng việc tăng tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT của các doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao có thể hỗ trợ gia tăng hiệu quả chung của doanh nghiệp.
Giả thiết về mối tương quan dương của số lượng thành viên HĐQT
Mặc dù không có sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa nhóm doanh nghiệp có số lượng thành viên HĐQT cao (H_BSIZE) và thấp (L_BSIZE) theo kiểm định nhóm, kết quả hồi quy toàn mẫu cũng không hỗ trợ giả thuyết này Tuy nhiên, khi phân tích theo các nhóm doanh nghiệp với hiệu quả hoạt động khác nhau, kết quả cho thấy số lượng thành viên HĐQT có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động Cụ thể, trong nhóm có TOBIN ≤ 1, số lượng thành viên HĐQT có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả (β=0.072), và trong nhóm có ROA nhỏ hơn ROA trung vị, cũng cho thấy tương quan dương (β=0.014) Điều này cho thấy rằng ở những doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao, mối liên hệ giữa kích thước HĐQT và hiệu quả hoạt động vẫn tồn tại.
ROA trung vị có mối tương quan dương mạnh hơn với nhóm doanh nghiệp hoạt động kém so với nhóm còn lại Kết quả này xác nhận giả thuyết nghiên cứu của tác giả và cho thấy lý thuyết ràng buộc nguồn lực giải thích rõ ràng mối liên hệ giữa kích thước ban giám đốc (BSIZE) và hiệu quả hoạt động, đặc biệt là trong nhóm doanh nghiệp chưa hoạt động hiệu quả.
Giả thiết về mối tương quan âm trong tỷ lệ sở hữu của các thành viên HĐQT
Kết quả kiểm định cho thấy có mối tương quan âm giữa tỷ lệ sở hữu và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, nhưng bằng chứng không chắc chắn do hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê cho cả hai trường hợp y = TOBIN và y = ROA Khi hồi quy y = TOBIN, nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động thấp (TOBIN ≤ 1) cho thấy BOWN có mối tương quan dương với TOBIN (β = 0.127), trong khi nhóm doanh nghiệp có hiệu quả cao hơn (TOBIN > 1) có BOWN tương quan âm với TOBIN (β = -0.320) Mặc dù hệ số hồi quy của cả hai nhóm không có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy sự gia tăng tỷ lệ sở hữu có thể tác động tích cực lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp kém và ngược lại, không có tác động tích cực lên doanh nghiệp hoạt động tốt.
Kết quả ước lượng mô hình theo phương pháp FEM cho thấy mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, được tóm tắt trong Bảng 4.9.
Bảng 4.9: Tóm tắt kết quả kiểm định về mối liên hệ giữa các đặc điểm
HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Đặc điểm Giả thiết Kết quả hồi quy theo FEM Độ tuổi (+)
Tương quan âm (-) có ý nghĩa thống kê khi xem xét toàn mẫu; nhóm có hiệu quả hoạt động thấp có tương quan âm mạnh hơn
Sự kiêm nhiệm (+) Không có bằng chứng rõ ràng
Tương quan âm (-) nhưng không có ý nghĩa thống kê khi xem xét toàn mẫu; nhóm có hiệu quả hoạt động cao có tương quan âm mạnh hơn
Những phát hiện chính
Luận văn này nghiên cứu mối quan hệ giữa hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường qua chỉ số Tobin’s Q và ROA, với các đặc điểm của Hội đồng quản trị Nghiên cứu sử dụng mẫu quan sát gồm 98 doanh nghiệp Việt Nam niêm yết trên hai sàn chứng khoán Hà Nội (HNX) và Hồ Chí Minh (HOSE) trong khoảng thời gian 5 năm từ 2008 đến 2012.
Năm 2012, tác giả đã thực hiện kiểm định để lựa chọn phương pháp ước lượng hiệu quả nhất trong số các phương pháp Pooled OLS, Random Effect GLS (REM), Fixed Effect Model (FEM) và Dynamic Panel Data 2 steps GMM Kết quả cho thấy REM là phương pháp tối ưu để phân tích mối quan hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Sau khi hồi quy cho toàn bộ mẫu và phân nhóm công ty theo hiệu quả hoạt động, tác giả đã phát hiện một số điểm chính có ý nghĩa thống kê về sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm công ty dựa trên các đặc điểm của Hội đồng quản trị.
Độ tuổi trung bình của Hội đồng quản trị có mối tương quan âm và ý nghĩa thống kê với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, được đo lường bằng Tobin’s Q Kết quả này phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Duc Vo và Thuy Phan (2013) liên quan đến 77 doanh nghiệp niêm yết trên HOSE trong giai đoạn đó.
Mối tương quan âm giữa độ tuổi trung bình của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động nổi bật hơn ở các doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao Kết quả kiểm định cho thấy nhóm doanh nghiệp với độ tuổi trung bình HĐQT cao đạt hiệu quả hoạt động tốt hơn so với nhóm có độ tuổi trung bình HĐQT thấp.
Nghiên cứu cho thấy rằng trình độ học vấn của các thành viên HĐQT trong nhóm doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động cao (Tobin’s Q ≤ 1) có mối tương quan âm với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, và mối tương quan này mạnh hơn đáng kể so với nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao (Tobin’s Q > 1) Tuy nhiên, nhóm doanh nghiệp hoạt động hiệu quả hơn lại có HĐQT với nhiều thành viên có trình độ thạc sỹ trở lên Do đó, tác giả cho rằng chưa thể đánh giá đầy đủ mối liên hệ giữa đặc điểm này và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Tỷ lệ tham gia của thành viên nước ngoài trong HĐQT có mối quan hệ âm với hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp có hiệu suất tốt (Tobin’s Q > 1) và mối quan hệ dương (không có ý nghĩa thống kê) với những doanh nghiệp có hiệu suất kém (Tobin’s Q ≤ 1) Mặc dù các công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài cao thường đạt hiệu quả hoạt động tốt hơn so với các công ty có tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài thấp.
Nghiên cứu cho thấy quy mô hội đồng quản trị (HĐQT) có mối tương quan dương với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, đặc biệt là trong nhóm các doanh nghiệp hoạt động kém, được xác định bởi Tobin’s Q ≤ 1 và ROA thấp hơn ROA trung vị.
Trong quá trình hồi quy, việc lựa chọn biến đo lường hiệu quả hoạt động có ảnh hưởng lớn đến kết quả mô hình Cụ thể, khi sử dụng Tobin’s Q, các kiểm định sự khác biệt nhóm và hồi quy cho thấy mối liên hệ giữa các đặc điểm mang lại kết quả ước lượng tốt hơn Ngược lại, việc sử dụng ROA không đạt được hiệu quả tương tự.
Những hàm ý về các đặc điểm Hội đồng quản trị
Trong luận văn này, tác giả kết hợp bằng chứng thực nghiệm từ Việt Nam và nhiều quốc gia khác, cùng với các lý thuyết về người đại diện và giới hạn nguồn lực, để đề xuất mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp.
Doanh nghiệp hoạt động kém hiệu quả (tobin’s Q ≤ 1) nên duy trì một Hội đồng Quản trị (HĐQT) với độ tuổi trung bình thấp Điều này giúp doanh nghiệp dễ dàng áp dụng công nghệ và tư duy mới trong môi trường năng động của Việt Nam, từ đó cải thiện hiệu quả hoạt động.
Sự tham gia của thành viên HĐQT người nước ngoài có thể nâng cao hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp chưa hoạt động tốt Việc đưa vào những quan điểm và kinh nghiệm đa dạng từ các chuyên gia quốc tế sẽ giúp cải thiện chiến lược và quản lý, từ đó thúc đẩy sự phát triển bền vững cho doanh nghiệp.
≤1), vì điều này sẽ có thể giúp tận dụng kiến thức và kinh nghiệm quản lý, các mối liên hệ với thị trường quốc tế
Các lý thuyết người đại diện và lý thuyết giới hạn nguồn lực giải thích rõ ràng mối liên hệ giữa quy mô Hội đồng Quản trị (HĐQT) và hiệu quả doanh nghiệp Điều này đặc biệt quan trọng đối với các doanh nghiệp có hiệu quả hoạt động chưa cao trong mẫu nghiên cứu.
Những hạn chế của luận văn và góp ý cho các nghiên cứu về sau
Mặc dù luận văn đã đóng góp tích cực vào việc lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp và đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm của Hội đồng quản trị (HĐQT) và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, tác giả vẫn nhận thấy một số hạn chế cần khắc phục.
Kích thước mẫu dữ liệu trong nghiên cứu này còn hạn chế, chỉ bao gồm 98 công ty quan sát được, do dữ liệu cần thiết chỉ thu thập từ một số công ty niêm yết cung cấp thông tin đầy đủ Thời gian quan sát cũng chỉ kéo dài trong 5 năm (từ 2008 đến 2012), do đó, kết quả nghiên cứu chưa chắc đã phản ánh đúng toàn bộ thị trường Việt Nam.
Mô hình hồi quy theo Fixed Effect Model được xác định là phù hợp nhất cho luận văn này nhờ khả năng giảm thiểu hiện tượng nội sinh và cải thiện độ chính xác trong ước lượng Tuy nhiên, một số vấn đề vẫn có thể chưa được khắc phục hoàn toàn Phương pháp này có nhược điểm là sử dụng nhiều biến giả phản ánh hiệu ứng cố định theo thời gian và có thể không đo lường được các yếu tố không đổi theo thời gian, như đặc điểm về sự kiêm nhiệm, giới tính và quốc tịch thành viên, từ đó làm giảm hiệu quả ước lượng của mô hình nghiên cứu (Gujarati và Porter, 2008).
Tác giả nhận thấy rằng những nghiên cứu về sau có thể phát triển theo một số hướng như:
Để nâng cao tính đại diện của kết quả nghiên cứu, cần mở rộng phạm vi mẫu nghiên cứu, hoặc tập trung vào các nhóm công ty có tính chất tư nhân với tỷ lệ sở hữu cao giữa các thành viên trong gia đình.
- Tìm kiếm những phương pháp ước lượng hiệu quả hơn (nhưng cần chú ý xem xét vấn đề nội sinh trong mô hình ước lượng);
Khi đánh giá Hội đồng quản trị, cần xem xét các yếu tố như tính độc lập của HĐQT, được đo lường qua tỷ lệ thành viên độc lập, cùng với thâm niên và kinh nghiệm điều hành doanh nghiệp của các thành viên.
- Tìm hiểu mối liên hệ của các đặc điểm ban kiểm soát và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp h
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
1 Adam Smith and Alan B Krueger, 1776 The Wealth Of Nations, Reprint edition (March 4, 2003) Bantam Classics;
2 Dougherty C, 2011 Introduction to Econometrics 4th edition Oxford
3 David G Kleinbaum, Lawrence L Kupper, và Keith E Muller, 1988
Applied Regression Analysis and Other Multivariate Methods, 2nd ed.,
4 Hilmer, F G (1998) Strictly Boardroom, Improving Governance to Enhance Company Performance, 2 nd edition Melbourne: Information Australia
5 Monks, R A G & Minow, N 2004 Corporate governance, 3rd edition Madden, MA: Blackwell Publishing Ltd
6 Diggle, P J., Heagerty, P., Liang, K and Zeger, S L., 2002 Analysis of Longitudinal Data, Oxford University Press
7 Pfeffer, J & Salancik, G R 1978.The external control of organizations: a resource dependence perspective New York: Harper & Row Pindyck
1 Trần Minh Trí và Dương Như Hùng, 2011 Ảnh hưởng của tỷ lệ sở hữu quản trị đến hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết trên sàn HOSE
Tạp chí phát triển Khoa Học và Công Nghệ, tập 14, số Q2 – 2011, trang
1 Adams, R B and Mehran, H., 2011 Corporate Performance, Board Structure, and Their Determinants in the Banking Industry Federal
Reserve Bank of New York Staff Reports h
2 Adams, R., Almeida, H., Ferreira D., 2009 Understanding the relationship between founder–CEOs andfirm performance Journal of
3 Agrawal, A., and Knoeber, C R., 1994 Firm Performance and merchanisms to control agency problems between managers and shareholders Rodney L White Center for Finance Research, The
Wharton School, University of Pennylsyvania
4 Bathula, H., 2008 Board Characteristics and Firm Performance:
Evidence from New Zealand PhD thesis Auckland University of
5 Baum, C F., Schaffer, M E., Stillman, S., 2003 Instrumental Variables and GMM: Estimation and Testing Stata Journal, 3(1): 1-31
6 Berle Jr, A A., and Means, G C, 1933 The Modern Corporation and Private Property Indiana Law Journal, 8 (8), Article 11
7 Bhagat, S and Bolton, B 2008 Corporate governance and firm performance Journal of Corporate Finance, 14: 257–273
8 Braun, M., and Sharma, A., 2007 Should the CEO Also Be Chair of the Board? An Empirical Examination of Family-Controlled Public Firms
9 Chen, C., W., Lin, J., B and Yi, B (2008) CEO Duality and Firm Performance: An Endogenous Issue Corporate Ownership and Control,
10 Carter, D A., Simkins, B J., & Simpson, W G, 2003 Corporate governance, board diversity, and firm value Financial Review, 38: 33–53
11 Carter, D., D'Souza, F., Simkins, B., & Simpson, 2010 The Gender and Ethnic Diversity of US Boards and Board Committees and Firm Financial Performance Corporate Governance: An International Review, 18(5):
12 Child, J., 1974 Managerial and organizational factors associated with company performance Journal of Management Studies, 11: 13–27
13 Coles, J L., Daniel, N D and Naveen, L., 2008 Boards: Does one size fit all? Journal of Financial Economics, 87: 329–356
14 Connella, V O., Cramer, N., 2010 The relationship between firm performance and board characteristics in Ireland European Management
15 Choi, S., Hasan, I., 2005 Ownership, Governance, and Bank Performance: Korean Experience Financial Markets, Institutions &
16 Darmadi, S., 2013 Do women in top management affect firm performance? Evidence from Indonesia Corporate Governance, 13(3):
17 Desoky, A M., and Mousa, G A., 2012 Do Board Ownership and Characteristics Affect on Firm Performance? Evidence from Egypt
Global Advanced Research Journal of Economics, Accounting and Finance, 1(2): 15-32
18 Doan, N.P.A and Nguyen, J.D.K, 2011 Firm Characteristics, Capital Structure and Operational Performance: a Vietnamese Study APEA 2011
Conference, Pusan National University, Busan, Korea, June 24-25, 2011
19 Duc V., Thuy P., 2013 Corporate governance and firm performance: empirical evidence from Vietnam The 42nd Australian Conference of
Economists Conference Proceedings Beyond the Frontiers: New Directions in Economics Held at Murdoch University, Perth, Western Australia On 7-10 July, 2013
20 Drukker D.M., 2003 Testing for serial correlation in linear panel–data models The Stata Journal, 3(2): 168-177 h
21 Ebbes, P., Bockenholt, U., Wedel, M., 2004 Regressor and random- effects dependencies in multilevel models Statistica Neerlandica, 58(2):
22 Eisenhardt, K M & Bourgeois, L J., 1988 Politics of strategic decision making in high-velocity environments: Towards a midrange theory
23 Eklund, J E., Palmberg, J., Wiberg, D., 2009 Ownership Structure, Board Composition and Investment Performance Working Paper Series in Economics and Institutions of Innovation from Royal Institute of Technology, CESIS - Centre of Excellence for Science and Innovation Studies, No 172
24 Erhardt, N L., Werbel, J D and Shrader, C D, 2003 Board of Director
Diversity and Firm Financial Performance Corporate Governance, 11(2):
25 Fama, E F & Jensen, M C., 1983 Agency Problems and Residual
Claims Journal of Law and Economics, 26: 327-349
26 Fan, P S, 2012 Is Board Diversity Important for Firm Performance and
Board Independence? An exploratory study of Singapore Listed Companies Monetary Authority Of Singapore Staff Paper No 52
27 Francis, B., Hasan, I., Wu, Q., 2012 Do corporate boards affect firm performance? New evidence from the financial crisis Bank of Finland
28 Guest, P.M., 2009 The Impact of Board Size on Firm Performance: Evidence from the UK The European Journal of Finance, 15(4): 385-404
29 Gulamhussen, M A., and Guerreiro, L., 2009 The influence of foreign equity and board membership on corporate Management Accounting
30 Hermalin, B E and Weisbach, M S., 1991 Boards of Directors as an Endogenously Determined Institution: A Survey of the Economic Literature Working paper 8161, National Bureau of Economic Research
31 Hillman, A J and Dalziel T., 2003 Boards of Directors and Firm Performance: Integrating Agency and Resource Dependence Perspectives Academy oí Management Review, 28(3): 383-396
32 Horváth, R and Spirollari, P., 2011 Do the board of directors´ characteristics influence firm´s performance? The U.S Evidence Prague
33 Hurst, D.K., Rust, J.C., and White, R.E., 1989 Top management teams and organizational renewal Strategic Management Journal, 10(S1): 87-
34 Ibrahim, H and Samad, F A., 2011 Corporate Governance Mechanisms and Performance of Public-Listed Family-Ownership in Malaysia
International Journal of Economics and Finance, 3: 105-115
35 Ingley, C B., & Van der Walt, N T (2001) The Strategic Board: The
Changing Role of Directors in Developing and Maintaining Corporate Capability Corporate Governance: An International Review, 9(3):174-
36 Jackling, B & Johl, S., 2009 Board Structure and Firm Performance: Evidence from India's Top Companies Corporate Governance: An
37 Jensen, M C & Meckling, W H., 1976 Theory of the Firm: Managerial
Behaviour, Agency Costs, and Ownership Structure Journal of Financial
38 Jensen, M C, 1993 The Modern Industrial Revolution, Exit and the Failure of Internal Control Systems The Journal of Finance, 48(3): 831-
39 Kiel, G.C and Nicholson, G.J., 2003 Board composition and corporate performance: How the Australian experience informs contrasting theories of corporate governance An International Review, 11: 189-205
40 Kim, I., Pantzalis, C and Park, J C., 2013 Corporate boards' political ideology diversity and firm performance Journal of Empirical Finance,
41 Krivogorsky V., 2006 Ownership, board structure and performance in continental Europe The International Journal of Accounting, 41: 176-197
42 LamT Y and Lee, S K., 2008 CEO duality and firm performance: evidence from Hong Kong Corporate Governance, 3: 299 – 316
43 Lam, K C K., McGuinness, P B., Vieito, J P., 2013 CEO gender, executive compensation andfirm performance in Chinese‐listed enterprises Pacific-Basin Finance Journal, 21: 1136–1159
44 Lin, C Y., Wei, Y., Chen, M., 2006 The role of board chair in the relationship between board human capital and firm performance Int J of
45 Lipton, M., & Lorsch, J W., 1992 A Modest Proposal for Improved Corporate Governance Business Lawyer, 1(1) 59–77
46 Ma, S and Tian, G., 2009 Board composition, board activit y and ownership concentration, the impact on firm performance University of
47 McConnell, J J., Servaes, H., 1990 Additional evidence on equity ownership and corporate value Journal of Financial Economics, 27: 595-
48 Mehran, H., 1995 Executive compensation structure, ownership, and firm performance Journal of Financial Economics 38: 163-184
49 Mileva, E., 2007 Using Arellano – Bond Dynamic Panel GMM Estimators in Stata Economics Department, Fordham University h
50 Mintberg H., 1973 A new look at the chief executive's job Organizational Dynamics, 1: 20—30
51 Moradi, M., Salehi, M., Bighi, S J H., Najari, M., 2012 A Study of Relationship between Board Characteristics and Earning Management: Iranian Scenario Universal Journal of Management and Social Science,
52 Nakano M and P Nguyen, 2008 Do older boards affect firm performance? An empirical analysis based on Japanese firms Working
Paper, Hitotsubashi University and University of Technology Sydney
53 Ono, H., 2010 Lifetime employment in Japan: Concepts and measurements Journal of the Japanese and International Economies, 24:
54 Oxelheim, L., Randứy, T., 2003 The impact of foreign board membership on firm value Journal of Banking & Finance, 27:2369–2392
55 Pathan, S and Faff, R., 2013 Does Board Structure in Banks Really Affect their Performance? SSRN Working Paper Series, Forthcoming in Journal of Banking and Finance
56 Pearce, J A & Zahra, S A., 1992 Board composition from a strategic contingency perspective The Journal of Management Studies, 29(4): 411-
57 Peng, M W., Zhang, S., Li, X., 2007 CEO Duality and Firm
China’s Institutional Transitions Management and Organization Review,
58 Ramos, R G., Garci´a-Olalla, M., 2011 Board characteristics and firm performance in public founder- and nonfounder-led family businesses
Journal of Family Business Strategy, 2: 220–231
59 Roodman, D., 2009 How to do xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata The Stata Journal, 9(1): 86–136 h
60 Ruigrok, W., Peck, S and Tacheva, S., 2007 Nationality and gender diversity on Swiss corporate boards Corporate Governance: An
61 Singh, V and Terjesen, S., 2008 Newly appoited directors in the boardroom: How do women and men differ? European Management Journal, 26(1): 48-58
62 Shleifer, A., Vishny, R., 1997 A survey of corporate governance Journal of Finance, 52 (2), 737–783
63 Smith, N., Smith, V and Verner, M., 2005 Do Women in Top
Management Affect Firm Performance? A Panel Study of 2500 Danish Firms IZA Discussion Papers, No 1708
64 Seal, W., 2006 Management accounting and corporate governance: An institutional interpretation of the agency problem Management
65 Singh, H., and Harianto, F.,1989 Management-Board Relations, Takeover
Risk, and The Adoption of Golden Parachutes Academy of Management
66 Thi Phuong Vy Le and Duc Nam Phung, 2013 Capital Structure and Firm performance: Empirical evidence from Vietnamese listed firms.
67 Topak, M., S., 2011 The Effect of Board Size on Firm Performance: Evidence from Turkey Middle Eastern Finance and Economics, 14: 119-
68 Ujunwa, A., Okoyeuzu, C., Nwakoby, I., 2012 Corporate Board Diversity and Firm Performance: Evidence from Nigeria Review of International Comparative Management, 13(4): 605 – 620
69 Yang, T and Zhao, S., 2010 CEO Duality and Firm Performance: Evidence from an Exogenous Shock to the Competitive Environment
70 Wintokia, M B., Linck, J S., and Netter, J M., 2012 Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance Journal of Financial
71 Zahra, S A., & Pearce II, J A., 1989 Boards of Directors and Corporate
Financial Performance: A Review and Integrative Model Journal of
72 Zhang, Z and Xu, X., 2009 Effects of board attributes on Chinese pharmaceutical firms International Review of Business Research Papers,
PHỤ LỤC: THÔNG TIN NHỮNG CÔNG TY NIÊM YẾT ĐƯỢC SỬ
TT Tên công ty Mã cổ phiếu
1 Công ty Cổ phần Bá Hiến Viglacera BHV
2 Công ty Cổ phần Bánh kẹo Bibica BBC
3 Công ty cổ phần Bánh kẹo Hải Hà HHC
4 Công ty cổ phần Bao bì PP Bình Dương HBD
5 Công ty cổ phần Bao bì xi măng Bút Sơn BBS
6 Công ty cổ phần Bê tông Hòa Cẩm HCC
7 Công ty cổ phần Beton 6 BT6
8 Công Ty Cổ Phần Cao Su Đà Nẵng DRC
9 Công ty cổ phần Cao su Đồng Phú DPR
10 Công Ty Cổ Phần Cao su Hòa Bình HRC
11 Công ty Cổ phần Cao su Tây Ninh TRC
12 Công ty cổ phần Cao su Thống Nhất TNC
13 Công ty Cổ phần Cáp treo Núi Bà Tây Ninh TCT
14 Công ty Cổ phần Chế tạo Bơm Hải Dương CTB
15 Công ty cổ phần cơ điện lạnh Ree REE
16 Công ty cổ phần Công nghệ Viễn thông Sài Gòn SGT
17 Công ty cổ phần Vicostone VCS
18 Công ty Cổ phần Đá xây dựng Hoà Phát HPS
19 Công ty cổ phần Dầu thực vật Tường An TAC
20 Công ty cổ phần đầu tư thương mại SMC SMC
21 Công ty cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC DIC
22 Công ty cổ phần Đầu tư xây dựng Bình Chánh BCI
23 Công ty cổ phần Dệt may - Đầu tư - Thương mại Thành Công TCM
24 Công ty Cổ phần Địa ốc Chợ Lớn RCL
25 Công ty cổ phần DIC số 4 DC4
26 Công ty cổ phần Dịch vụ Kỹ thuật Viễn thông TST
27 Công ty cổ phần Dược Hậu Giang DHG
28 Công ty cổ phần Dược phẩm Cửu Long DCL
29 Công ty cổ phần dược phẩm Imexpharm IMP
30 Công ty Cổ phần đường Biên Hòa BHS
31 Công ty cổ phần Gạch Men Chang Yih CYC
32 Công ty cổ phần Gạch men Thanh Thanh TTC
33 Công ty cổ phần gạch ngói Nhị Hiệp NHC h
34 Công ty Cổ Phần Gas Petrolimex PGC
35 Công ty Cổ phần Hằng Hải Hà Nội MHC
36 Công ty Cổ phần Hoá An DHA
37 Công ty cổ phần Hoàng Anh Gia Lai HAG
38 Công Ty Cổ Phần In và Bao bì Mỹ Châu MCP
39 Công ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh HMC
40 Công ty Cổ phần Kỹ nghệ Đô Thành DTT
41 Công ty cổ phần LICOGI 16 LCG
42 Công ty cổ phần Mía đường Lam Sơn LSS
43 Công ty cổ phần Nam Việt ANV
44 Công ty cổ phần Nhiệt điện Bà Rịa BTP
45 Công ty cổ phần Nhiệt điện Phả Lại PPC
46 Công ty cổ phần nhựa Bình Minh BMP
47 Công ty cổ phần Nhựa Tân Đại Hưng TPC
48 Công ty Cổ phần Nước Giải khát Chương Dương SCD
49 Công ty Cổ phần Phát triển nhà Thủ Đức TDH
50 Công ty cổ phần Sách Đại học - Dạy nghề HEV
51 Công Ty Cổ Phần Sách Giáo Dục Tại TP Đà Nẵng DAE
52 Công ty cổ phần Sách và Thiết bị trường học TP Hồ Chí Minh STC
53 Công ty cổ phần Sản xuất-Thương mại-Dịch vụ Phú Phong PPG
54 Công ty cổ phần Siêu Thanh ST8
55 Công ty cổ phần Sonadezi Long Thành SZL
56 Công ty cổ phần Sông Đà - Thăng Long STL
57 Công ty cổ phần Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai DCT
58 Công ty cổ phần Tập đoàn Đại Châu DCS
59 Công ty cổ phần Tập đoàn Dầu khí An Pha ASP
60 Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico KSH
61 Công ty cổ phần Taxi Sài Gòn Petrolimex PGT
62 Công ty cổ phần Thạch cao xi măng TXM
63 Công ty cổ phần Thiết bị Bưu Điện POT
64 Công ty cổ phần Thương mại Dịch vụ Vận tải Xi măng Hải Phòng HCT
65 Công ty Cổ Phần Thương Mại Xuất Nhập Khẩu Thiên Nam TNA
66 Công ty Cổ phần Thủy điện Ry Ninh II RHC
67 Công ty Cổ phần Thủy điện Thác Bà TBC
68 Công ty Cổ phần thủy sản số 1 SJ1
69 Công ty cổ phần Truyền thông số 1 ONE
70 Công ty cổ phần Tư vấn xây dựng điện 4 TV4
71 Công ty cổ phần vận tải Hà Tiên HTV h
72 Công ty Cổ phần Vận tải và Dịch vụ Petrolimex Sài Gòn PSC
73 Công ty cổ phần Vận tải và Thuê tàu VFR
74 Công ty Cổ phần Vận tải Xăng dầu VIPCO VIP
75 Công ty Cổ phần Vận tải xăng dầu VITACO VTO
76 Công ty cổ phần Viễn Liên UNI
77 Công ty cổ phần Viglacera Đông Anh DAC
78 Công ty cổ phần Viglacera Đông Triều DTC
79 Công ty cổ phần Xây dựng điện VNECO 1 VE1
80 Công ty cổ phần Xây dựng và Kinh doanh vật tư CNT
81 Công ty cổ phần Xi măng Bỉm Sơn BCC
82 Công ty cổ phần Xi măng Bút Sơn BTS
83 Công ty cổ phần Xi măng Cần Thơ CCM
84 Công ty cổ phần xi măng Hà Tiên 1 HT1
85 Công ty cổ phần Xi măng Sài Sơn SCJ
86 Công ty Cổ phần Xi Măng Sông Đà SCC
87 Công ty Cổ phần Xi măng Sông Đà Yaly SDY
88 Công ty Cổ phần xi măng Thái Bình TBX
89 Công ty cổ phần Xi măng và Xây dựng Quảng Ninh QNC
90 Công ty cổ phần Xi măng Vật liệu xây dựng Xây lắp Đà Nẵng DXV
91 Công ty cổ phần xuất nhập khẩu Petrolimex PIT
92 Công ty cổ phần xuất nhập khẩu thủy sản An Giang AGF
93 Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Y tế Domesco DMC
94 Công ty Cổ phần Xuyên Thái Bình PAN
95 CTCP Tập đoàn Thủy sản Minh Phú MPC
97 Tập Đoàn VINGROUP - Công ty cổ phần VIC
98 Tổng Công ty Phát triển Đô Thị Kinh Bắc – Công ty Cổ phần KBC h