MỐI LIÊN HỆ GIỮA ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM.PDF

DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1 : Tóm tắt các giả thiết nghiên cứu Bảng 3.1 : Tóm tắt mẫu dữ liệu sử dụng Bảng 3.2 : Mô tả các biến sử dụng trong mô hình Bảng 4.1 : Thống kê mô tả các biến s

NGUYỄN VIỆT HÒA

MỐI LIÊN HỆ GIỮA CÁC ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH NGHIỆP

NIÊM YẾT TRÊN TTCK VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

-

o0o -TP Hồ Chí Minh – 2013

NGUYỄN VIỆT HÒA

MỐI LIÊN HỆ GIỮA CÁC ĐẶC ĐIỂM HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ VÀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA DOANH

NGHIỆP NIÊM YẾT TRÊN TTCK VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số : 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: TS LÊ ĐẠT CHÍ

-

o0o -TP Hồ Chí Minh - 2013

Tôi xin cam đoan:

Bản luận văn thạc sĩ kinh tế tựa đề “Mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp niêm yết trên TTCK Việt Nam” là công trình nghiên cứu thực sự của cá nhân tôi dưới sự hướng dẫn khoa

học của Tiến sĩ Lê Đạt Chí Các số liệu trong luận văn có nguồn gốc rõ ràng, đáng tin cậy và được xử lý khách quan, trung thực Các tài liệu tham khảo dùng trong luận văn đều được trích dẫn rõ ràng

TP.HCM, tháng 10 năm 2013

Học viên thực hiện

Nguyễn Việt Hòa

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT 3

DANH MỤC BẢNG BIỂU 4

Tóm tắt 5

1 Giới thiệu 6

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 8

2.1 Các lý thuyết nền tảng 8

2.1.1 Lý thuyết người đại diện 8

2.1.2 Lý thuyết ràng buộc các nguồn lực 9

2.2 Tổng quan các nghiên cứu về mối liên hệ giữa các đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 9

2.2.1 Độ tuổi của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 9

2.2.2 Sự kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 11

2.2.3 Trình độ học vấn của các thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 12

2.2.4 Thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 13 2.2.5 Giới tính thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 14

2.2.6 Quy mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 15

2.2.7 Tỷ lệ sở hữu của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 16

3 Phương pháp nghiên cứu 18

3.1 Dữ liệu nghiên cứu 18

3.1.1 Mô tả mẫu 18

3.1.2 Phương pháp thu thập dữ liệu 18

3.2 Mô tả các biến 19

3.2.1 Biến phụ thuộc 19

3.2.2 Biến độc lập (biến giải thích) 20

3.2.3 Biến kiểm soát 20

3.3 Mô hình và phương pháp nghiên cứu 23

3.3.1 Phương pháp nghiên cứu 23

3.3.2 Mô hình thực nghiệm 27

4 Kết quả nghiên cứu 29

4.1 Thống kê mô tả, ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến 29

4.1.1 Thống kê mô tả 29

4.1.2 Ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến 32

4.2 Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp 33

4.2.1 Ước lượng theo Pooled OLS 34

4.2.2 Ước lượng theo REM và FEM 35

4.2.3 Ước lượng Dynamic Panel Data Two-Steps System GMM 40

4.3 Kiểm tra sự khác biệt theo nhóm cho từng đặc điểm HĐQT 43

4.4 Mối liên hệ giữa đặc điểm HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 47 5 Kết luận 55

5.1 Những phát hiện chính 55

5.2 Những hàm ý về các đặc điểm Hội đồng quản trị 56

5.3 Những hạn chế của luận văn và góp ý cho các nghiên cứu về sau 57

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 59

PHỤ LỤC: THÔNG TIN NHỮNG CÔNG TY NIÊM YẾT ĐƯỢC SỬ DỤNG TRONG LUẬN VĂN 68

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Pooled OLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả

quan sát FEM : Phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất kết hợp

với ảnh hưởng cố định REM : Phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát kết

hợp hiệu ứng ngẫu nhiên

TTCKVN : Thị trường chứng khoán Việt Nam

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1 : Tóm tắt các giả thiết nghiên cứu

Bảng 3.1 : Tóm tắt mẫu dữ liệu sử dụng

Bảng 3.2 : Mô tả các biến sử dụng trong mô hình

Bảng 4.1 : Thống kê mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu

Bảng 4.2 : Ma trận hệ số tương quan và kết quả kiểm định đa cộng tuyến

Bảng 4.3 : Kết quả thống kê và kiểm định t cho sự khác biệt trong hiệu quả hoạt

động của các nhóm

Bảng 4.4 : Hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho toàn mẫu và kết quả kiểm

định các giả thiết

Bảng 4.5 : Hồi quy theo phương pháp REM và FEM để xem xét tác động của đặc

điểm Hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, kết quả kiểm định Hausman

Bảng 4.6 : Kết quả hồi quy mô hình FEM kết hợp biến độ tiến các đặc điểm

HĐQT

Bảng 4.7 : Kết quả hồi quy mô hình theo ước lượng Dynamic Panel Data

Two-Steps System GMM

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

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

Tóm tắt

Luận văn xem xét mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, khám phá ảnh hưởng của các đặc điểm này cho những nhóm công ty hoạt động hiệu quả (hoặc chưa hiệu quả) Tác giả cũng hướng đến việc tìm kiếm phương pháp ước lượng phù hợp nhất cho nghiên cứu bằng cách thực hiện các kiểm định mô hình cho từng phương pháp Kết quả cho thấy (i) phương pháp ước lượng mô hình hiệu ứng cố định phù hợp nhất cho mẫu nghiên cứu; (ii) độ tuổi trung bình của HĐQT có tương quan âm với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp và nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao có tương quan mạnh hơn đáng kể so với nhóm còn lại; (iii) tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài có tương quan âm với nhóm có hiệu quả hoạt động cao, nhưng tương quan dương với nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao; (iv) quy mô HĐQT có tương quan dương với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, nhất là đối với nhóm có hiệu quả hoạt động chưa cao Bên cạnh đó, tác giả cũng nhận thấy việc đo lường hiệu quả hoạt động bằng chỉ số Tobin’s Q hiệu quả hơn trong việc nhận diện mối liên hệ giữa các đặc điểm HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

1 Giới thiệu

Tại sao một số doanh nghiệp lại hoạt động hiệu quả và mang lại nhiều lợi ích cho

cổ đông, trong khi các doanh nghiệp khác chưa đạt được điều này? Đáp án cho câu hỏi này đã, đang và sẽ tiếp tục là mục tiêu của rất nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới Một trong những ―chìa khóa thành công‖ được nêu bởi Adam Smith (1776) là: các doanh nghiệp cần giải quyết được các vấn đề liên quan đến sự tách bạch giữa quyền sở hữu và quản trị, vì một nhà quản lý không có mối liên hệ sở hữu trực tiếp với công ty thì khó có thể tận tâm với công ty như những người chủ

sở hữu của doanh nghiệp đó, và điều này có thể làm ảnh hưởng đến việc đưa ra những quyết định điều hành mang lại nhiều lợi ích nhất cho doanh nghiệp

Hội đồng quản trị được thành lập với nhiệm vụ chính yếu là thay mặt cổ đông giám sát hoạt động của ban điều hành (Jensen và Meckling, 1976; Fama, 1980; Eisenhardt, 1988), góp phần đưa ra những định hướng chiến lược cho hoạt động của doanh nghiệp (Mintzberg, 1973), kết nối hoạt động của doanh nghiệp với các nguồn lực bên ngoài (Pfeffer và Salancik, 1978) Với những nhiệm vụ đa dạng này, sẽ là hợp lý khi chúng ta nhận định: Hội đồng quản trị có thể tác động đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Nếu vậy, một câu hỏi rất tự nhiên khác xuất hiện: một Hội đồng quản trị nên được cấu trúc như thế nào để giúp tối đa hóa giá trị cổ đông? Việc tìm kiếm đáp án cho câu hỏi trên là lý do để rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm về mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp được thực hiện liên tục trên nhiều quốc gia trong những năm gần đây

Những bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam về mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị với hiệu quả hoạt động doanh nghiệp cho đến nay khá hạn chế

và chủ yếu được thực hiện dưới dạng nghiên cứu định tính bằng cách tham chiếu lịch sử quản trị doanh nghiệp thông qua các văn bản pháp luật (Duc Vo và Thuy Phan, 2013) Luận văn này hướng đến việc đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, với mong muốn góp

phần làm sáng tỏ những nhân tố quản trị doanh nghiệp có thể giúp tối đa hóa giá trị cổ đông các công ty tại Việt Nam

Phần tổng quan kết quả nghiên cứu trước đây sẽ trình bày các lý thuyết nền tảng, tóm tắt kết quả những bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa các đặc điểm Hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp của các nước trên thế giới

và tại Việt Nam Từ đó tác giả phát triển mô hình nghiên cứu và giả thiết cho các mối liên hệ này Những đặc điểm của Hội đồng quản trị được xem xét trong luận văn bao gồm: (i) độ tuổi; (ii) sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch Hội đồng quản trị; (iii) trình độ học vấn; (iv) sự tham gia của thành viên người nước ngoài; (v) giới tính thành viên; (vi) quy mô; (vii) tỷ lệ sở hữu Bên cạnh đó, để việc xem xét các mối liên hệ được toàn diện hơn, tác giả đo lường hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp theo hai chỉ số (a) cơ sở thị trường - chỉ số Tobin’s Q và (b) cơ

sở sổ sách kế toán - chỉ số ROA

Luận văn sử dụng mẫu nghiên cứu 98 công ty niêm yết trên hai sàn chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) và Hà Nội (HNX) trong 5 năm từ 2008 đến

2012 Để lựa chọn phương pháp ước lượng, tác giả lần lượt hồi quy cho toàn mẫu

và tiến hành kiểm định các giả thiết của từng phương pháp: (1) bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS); (2) bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS) kết hợp hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effect); (3) mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed effect model); và (4) phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động 2 bước GMM (Dynamic Panel-data estimation, two-steps system GMM) Sau khi lựa chọn được phương pháp ước lượng phù hợp nhất tác giả thực hiện hồi quy cho toàn mẫu và cho các nhóm công ty (phân loại theo hiệu quả hoạt động cao và thấp) để xem xét ảnh hưởng của các nhân tố lên toàn mẫu và cho từng nhóm Thêm vào đó, tác giả cũng thực hiện kiểm định t-test để xem xét sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa các nhóm công ty (lần lượt phân loại theo các đặc điểm của Hội đồng quản trị) nhằm có thêm cơ sở xem xét các giả thiết nghiên cứu Phần mềm Stata 11 do Công ty StataCorp phát triển

là công cụ thống kê được sử dụng cho việc nghiên cứu

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

2.1 Các lý thuyết nền tảng

2.1.1 Lý thuyết người đại diện

Hầu hết các hướng nghiên cứu về vấn đề quản trị doanh nghiệp đều liên quan đến

lý thuyết người đại diện Carter et al.(2003) cho rằng lý thuyết người đại diện là nền tảng để hiểu được mối liên hệ giữa các đặc điểm hội đồng quản trị và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Vấn đề người đại diện được nêu lần đầu trong tác phẩm kinh điển ―Sự thịnh vượng của các quốc gia‖ (The Wealth of Nations) của Adam Smith (1776): một nhà quản lý không có mối liên hệ sở hữu trực tiếp với công ty thì không thể đưa ra các quyết định tương tự, cũng như không tận tâm với công ty được như chủ sở hữu của doanh nghiệp đó Berle và Means (1933) diễn đạt thuyết người đại diện một cách cụ thể hơn: mục tiêu của cổ đông

và các nhà quản trị chuyên nghiệp không giống nhau Cổ đông luôn muốn tối đa hóa lợi nhuận doanh nghiệp trong khi các nhà quản trị tìm kiếm cơ hội làm lợi cho cá nhân và điều này có thể không làm tối đa hóa giá trị doanh nghiệp Từ góc

độ lý thuyết người đại diện, các nhà kinh tế học chỉ ra rằng vai trò chính yếu của Hội đồng quản trị là thay mặt cổ đông, giám sát việc hoạt động của ban điều hành, vì điều này có thể thúc đẩy hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua giảm thiểu các chi phí đại diện1 (Eisenhardt,1989; Jensen và Meckling,1976) Carter et al.(2003, 2010) tổng kết một số tranh luận liên quan đến vấn đề người đại diện và HĐQT, theo đó một HĐQT đa dạng về giới tính, sắc tộc, nền tảng

1

Jensen và Meckling (1976) đưa ra định nghĩa về mối liên hệ người đại diện, và xác định các chi phí đại diện Mối liên hệ người đại diện là ―một bản hợp đồng mà theo đó một hoặc một số người thuê một người khác (người đại diện) thực hiện một số công việc thay mặt họ, bao gồm cả việc trao cho cho người này quyền đưa ra các quyết định‖ Chi phí đại diện là những khoản chi phí phát sinh để giảm khả năng người quản lý (hoặc những cổ đông nắm quyền quản trị) chiếm đoạt các nguồn lực của doanh nghiệp, bao gồm chi phí giám sát (kiểm toán, kiểm soát nội bộ…), chi phí ràng buộc (cổ phiếu ưu đãi, các khoản lương, thưởng, phúc lợi….) và các mất mát phụ trội do doanh nghiệp không được tối đa hóa lợi nhuận

văn hóa có thể nhìn nhận được nhiều vấn đề trong việc điều hành doanh nghiệp,

từ đó nâng cao hiệu quả giám sát của mình Ngoài ra, Jensen (1993) và Monks và Minow (2004), cũng tranh luận khi các thành viên HĐQT nắm tỉ lệ sở hữu cao thì họ sẽ làm tốt công việc kiểm soát hơn Bên cạnh đó, Fama và Jensen (1983), Jensen (1993) cho rằng việc kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT sẽ làm giảm khả năng giám sát của HĐQT và tăng chi phí đại diện, và các doanh nghiệp nên tách hai chức vụ này

2.1.2 Lý thuyết ràng buộc các nguồn lực

Theo Hillman và Dalziel (2003), lý thuyết ràng buộc các nguồn lực được đề xuất bởi Pfeffer và Salancik (1978), thuyết này nghiên cứu về ảnh hưởng của nguồn lực bên ngoài đến hành vi của tổ chức Môi trường bên ngoài doanh nghiệp đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành các quyết định trong điều hành tổ chức Doanh nghiệp sẽ hoạt động bất ổn nếu thiếu thông tin, không xác định và dự đoán được những thay đổi trên thị trường, trong ngành HĐQT đóng vai trò cầu nối giúp hình thành mối liên kết giữa doanh nghiệp và các tổ chức/môi trường bên ngoài, nhờ vậy giúp giảm sự bất ổn trong hoạt động đến từ môi trường bên ngoài doanh nghiệp

2.2 Tổng quan các nghiên cứu về mối liên hệ giữa các đặc điểm hội đồng

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, 1974)

Tian và Ma (2009) nghiên cứu 1975 doanh nghiệp Trung Quốc niêm yết trên sàn chứng khoán Thượng Hải và Thẩm Quyến, bằng cách phân loại theo nhóm có độ tuổi trung bình HĐQT cao, trung bình và thấp, hai tác giả nhận thấy nhóm có độ tuổi HĐQT cao có hiệu quả hoạt động (đo lường bằng tỷ suất sinh lợi chia tổng tài sản) tốt hơn Đồng thời khi thực hiện hồi quy mô hình theo phương pháp OLS, mối tương quan giữa độ tuổi trung bình HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp là dương và có ý nghĩa thống kê Tương tự Zang (2007) cũng nhận thấy độ tuổi HĐQT có tương quan dương với doanh thu và hiệu quả hoạt động, tác giả này cũng nhận định một HĐQT có độ tuổi cao sẽ có nhiều mối liên hệ với thị trường và đưa ra những định hướng hiệu quả hơn để gia tăng hiệu quả hoạt động

Ngược lại với các kết quả nghiên cứu trên, nghiên cứu của Nakano và Nguyen (2008) cho trường hợp các doanh nghiệp tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Tokyo năm 2007, lại nhận thấy mối tương quan ngược chiều đáng kể giữa độ tuổi của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Hai tác giả cho rằng những HĐQT có độ tuổi lớn thường không ưa thích rủi ro, và do vậy thường lựa chọn những cơ hội đầu tư an toàn thay vì những dự án có khả năng sinh lợi cao nhưng rủi ro lớn

Ngoài ra một số nghiên cứu khác Randoy et al (2006) và Eklund et al (2009) không nhận thấy có mối tương quan (có ý nghĩa thống kê) giữa độ tuổi trung bình của HĐQT và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp 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

2.2.2 Sự kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT và hiệu quả hoạt

động doanh nghiệp

Việc Tổng giám đốc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT giúp tập trung quyền lãnh đạo tuy nhiên một số nghiên cứu cho thấy điều này sẽ thúc đẩy động lực nắm giữ cương vị này lâu hơn và có thể làm giảm hiệu quả giám sát của HĐQT (Fama và Jensen, 1983; Jensen, 1993; Finkelstein và D’Aveni, 1994; Worrell et al , 1997; Carlsson, 2001) Tuy nhiên, những bằng chứng thực nghiệm cho thấy các kết quả trái ngược nhau về vấn đề này

Yang và Zhao (2013) thực hiện nghiên cứu hơn 1926 doanh nghiệp Mỹ trong giai đoạn 1979 – 1998 để xem xét vấn đề kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động trong bối cảnh có các cú sốc bên ngoài làm tăng sự cạnh tranh thị trường Các tác giả nhận thấy nhóm doanh nghiệp có kiêm nhiệm hoạt động hiệu quả hơn từ 3%

- 4% (đo lường bằng Tobin’s Q) so với nhóm không kiêm nhiệm trong bối cảnh

cú sốc thương mại xảy ra, đồng thời nghiên cứu cũng cho thấy việc kiêm nhiệm

sẽ làm giảm chi phí do sự bất cân xứng thông tin gây ra và đưa ra quyết định nhanh chóng hơn Một số nghiên cứu khác cũng cho ra kết quả tương tự: Bathula (2008) cho trường hợp 207 doanh nghiệp niêm yết tại New Zealand; Wintoki et

al (2012) cho hơn 7000 doanh nghiệp Châu Âu; Duc Vo và Thuy Phan (2013) cho trường hợp 77 công ty niêm yết Việt Nam

Tuy nhiên, Carter et al (2003) sử dụng dữ liệu Compustat cho 797 công ty niêm yết Mỹ và nhận thấy việc kiêm nhiệm có tương quan âm với hiệu quả hoạt động Kết quả tương tự với trường hợp 500 doanh nghiệp S&P 1500 trong 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 Bên cạnh những nghiên cứu cho thấy có mối tương quan giữa sự kiêm nhiệm và hiệu quả hoạt động trên, cũng có những nghiên cứu không tìm thấy mối tương quan có ý nghĩa thống kê giữa 2 nhân tố này, chẳng hạn Braun và Sharma (2007), Chen et al (2008)

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

Theo Bathula (2008), trình độ học vấn của thành viên HĐQT có vai trò quan trọng trong việc ra các quyết định Mặt khác, vai trò giám sát và giúp cung cấp liên kết chiến lược với các nguồn lực khác nhau bên ngoài cũng có thể hiệu quả hơn nếu các thành viên HĐQT có chuyên môn và kinh nghiệm cần thiết (Ingley

và Walt, 2001) Các thành viên với trình độ học vấn cao sẽ góp phần đảm bảo cho một HĐQT hiệu quả - đòi hỏi các thành viên có khả năng tư duy cao, kinh nghiệm dày dặn, có những phán xét đúng đắn và liêm chính (Hilmer, 1998, trang 62)

Một số nghiên cứu đã tìm thấy mối tương quan dương giữa trình độ học vấn và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp Chẳng hạn Milliken và Martins (1996), Biggins (1999) nhận thấy thành viên HĐQT với trình độ học vấn cao hơn giúp hình thành những quan điểm đa dạng để đưa ra quyết định, và tăng sự tỉ mỉ, độ sâu phân tích và tính chính xác trong xử lý các vấn đề, đưa ra quan điểm độc đáo trong các vấn đề chiến lược (Cox & Blake, 1991; Westphal và Milton, 2000) Salim Darmadi (2011) thực hiện nghiên cứu trên mẫu 160 công ty niêm yết tại Indonesia và tìm thấy mối tương quan dương giữa trình độ học vấn của thành viên HĐQT và giám đốc điều hành đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp –

đo lường bằng cả ROA và Tobin’s Q Tuy nhiên, Bathula (2008) lại không nhận thấy mối tương quan này cho trường hợp doanh nghiệp New Zealand, kết quả tương tự với các doanh nghiệp Singapore năm 2002, 2003 cũng xuất hiện trong nghiên cứu của Fan (2012)

Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết

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

Từ góc độ thuyết người đại diện, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp sẽ chịu ảnh hưởng từ chất lượng giám sát của HĐQT (Seal, 2006) Khi đầu tư vào một doanh nghiệp trong nước, nhà đầu tư nước ngoài phải có được niềm tin vào việc vốn đầu tư của họ được giám sát chặt chẽ Bằng cách cử người vào HĐQT của doanh nghiệp, nhà đầu tư nước ngoài thực hiện việc giám sát hoạt động của ban điều hành (Shleifer và Vishny, 1997; Seal, 2006) Nghiên cứu thực nghiệm của Gulamhussen và Guerreiro (2009) cho các doanh nghiệp Bồ Đào Nha giai đoạn

1996 – 2004 nhận thấy khi có sự tham gia của thành viên nước ngoài trong HĐQT, các doanh nghiệp phải định hướng lại chiến lược quản trị và cắt giảm các chi phí nội bộ Nghiên cứu của Oxelheim and Randøy (2003) cho trường hợp các doanh nghiệp Thụy Điển và Na Uy cũng đưa ra kết quả tương tự: 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

Tuy nhiên vẫn có một số nghiên cứu phát hiện không có sự tương quan giữa việc

có thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, chẳng hạn Choi và Hasan (2004) cho các doanh nghiệp Hàn Quốc giai đoạn 1998 – 2002; Hermalin và Weisback (2001); Bhagat và Black (2000) Ngoài ra, cũng có một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối tương quan âm giữa việc có thành viên người nước ngoài và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (đo lường bằng Tobin’s Q), chẳng hạn Agrawal and Knoeber (1996) cho trường hợp 800 doanh nghiệp lớn nhất nước 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

2.2.5 Giới tính thành viên HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

Cho đến thời điểm hiện tại, các nghiên cứu thực nghiệm đưa ra khá nhiều tranh luận trái ngược nhau về mối liên hệ giữa giới tính thành viên HĐQT và hiệu quả doanh nghiệp (Carter et al., 2003, 2010) Theo Darmadi (2013), một số tranh luận cho rằng sự đa dạng giới tính trong HĐQT mang lại những lợi thế cho doanh nghiệp Phụ nữ được xem là có tính cách nhạy cảm, thường tập trung vào

sự hài hòa (Hurst et al., 1989) và có kỹ năng truyền đạt thông tin thuận lợi (Earley và Mosakowski, 2000) Phụ nữ cũng được xem là ―cứng rắn‖ khi phải đối mặt với những thách thức khác nhau liên quan đến việc duy trì vị trí trong HĐQT – điều mang lại cho họ uy tín cao trong lĩnh vực quản trị doanh nghiệp (Krishnan và Park, 2005) Thêm vào đó, Campbell và Mingeuez-Vera (2008) tranh luận rằng sự đa dạng giới tính có thể làm gia tăng sáng tạo và sự cải tiến Tuy nhiên, đa dạng giới tính cũng khiến phản ứng với rủi ro của các thành viên HĐQT khác nhau (Jianakoplos và Bernasek, 1998), gây bất lợi vì làm gia tăng khả năng mâu thuẫn nội bộ (Joshi et al., 2006; Richard et al., 2004), làm chậm quá trị ra quyết định (Hambrick et al., 1996)

Nghiên cứu của Carter et al (2003) cho mẫu dữ liệu 1000 công ty từ nguồn Compustat năm 1997 nhận thấy sự đa dạng về giới và thành quả hoạt động đo lường bằng Tobin’s Q có mối tương quan dương Kết quả tương tự với trường hợp 2500 doanh nghiệp lớn nhất Đan Mạch giai đoạn 1993 – 2001 trong nghiên cứu của Smith et al (2006); trường hợp doanh nghiệp New Zealand trong nghiên cứu của Bathula (2008); trường hợp các doanh nghiệp Singapore năm 2002, 2003 trong nghiên cứu của Fan (2012); trường hợp các doanh nghiệp Việt Nam trong nghiên cứu của Duc Vo và Thuy Tran (2013)

Tuy nhiên vẫn có những bằng chứng thực nghiệm cho thấy kết quả ngược lại: Adams và Ferreira (2009), nhận thấy mối tương quan âm giữa tỷ lệ nữ trong HĐQT và chỉ số Tobin’s Q khi phân tích các doanh nghiệp tại Mỹ; Darmadi (2013) khi phân tích các doanh nghiệp Malaysia

Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết

H5: Có sự tương quan dương giữa sự tỷ lệ thành viên nữ và hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp

2.2.6 Quy mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

Từ quan điểm lý thuyết ràng buộc các nguồn lực, một sự gia tăng/chỉ định thêm thành viên HĐQT sẽ giúp tăng mối liên kết của doanh nghiệp với các nguồn lực bên ngoài, cũng như mang lại nhiều lợi ích cho tổ chức nhờ tận dụng được năng lực, kiến thức của các thành viên Tuy nhiên cũng có tranh luận cho rằng một HĐQT có quy mô lớn hơn mức cần thiết thì sẽ gặp phải vấn đề trong việc phối hợp và thông tin, khiến tính hiệu quả của HĐQT (và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp) sụt giảm (Lipton và Lorsch, 1992; Jensen, 1993)

Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tồn tại mối tương quan dương giữa quy

mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, chẳng hạn Kiel và Nicholson (2003) xem xét 348 công ty lớn nhất niêm yết tại Úc và nhận thấy mối tương quan dương giữa 2 nhân tố này Coles et al (2008) cũng đưa ra bằng chứng thực nghiệm cho thấy những doanh nghiệp quy mô lớn có sự tương quan dương giữa

số lượng thành viên HĐQT và giá trị doanh nghiệp Darmadi (2013) nghiên cứu các doanh nghiệp Malaysia và cũng cho thấy kết quả tương tự

Bên cạnh đó, khá nhiều nghiên cứu thực nghiệm khác lại cho thấy quy mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp có mối tương quan âm với nhau Eklund et al (2009) và Kim et al (2013) cho trường hợp các doanh nghiệp Mỹ; Guest (2009) cho trường hợp Anh (United Kingdom)

Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết

H6: Có sự tương quan dương giữa quy mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

2.2.7 Tỷ lệ sở hữu của HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

Từ quan điểm lý thuyết người đại diện, HĐQT có tỷ lệ sở hữu cao sẽ có nhiều gắn bó lợi ích của mình với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Khi HĐQT gia tăng tỷ lệ sở hữu, họ có chung nhiều lợi ích với các cổ đông, do vậy có thể sẽ nỗ lực tìm kiếm dự án đầu tư để tối đa hóa giá trị doanh nghiệp hay nâng cao hiệu quả hoạt động (Jensen và Meckling, 1976) Tuy nhiên khi tỷ lệ sở hữu gia tăng đến một mức nào đó sẽ khiến HĐQT ưu tiên cho lợi ích cá nhân mình hơn là lợi ích của toàn bộ cổ đông (và doanh nghiệp) (Singh và Harianto, 1989; Zahra và Pearce, 1989)

McConnell và Servaes (1990) nghiên cứu hơn 1000 công ty niêm yết trên NYSE

và AMEX cho năm 1976 và 1986, hai tác giả này nhận thấy mối quan hệ giữa tỷ

lệ sở hữu và hiệu quả hoạt động có tương quan dương khi tỷ lệ sở hữu nhỏ hơn 40% và tương quan âm khi tỷ lệ này lớn hơn 40% Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam của Trần Minh Trí và Dương Như Hùng (2011) đưa ra kết quả tương

tự khi nghiên cứu 126 công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM giai đoạn 2006 – 2009 Theo đó, tỷ lệ sở hữu và hiệu quả hoạt động có tương quan dương khi tỷ lệ sở hữu nhỏ hơn 59.1% và tương quan âm khi tỷ lệ này vượt quá 59.1%; Nghiên cứu của Duc Vo và Thuy Phan (2013) cũng cho thấy tương quan âm giữa hiệu quả hoạt động và tỷ lệ sở hữu của HĐQT cho trường hợp 77 công ty niêm yết Việt Nam giai đoạn 2006 – 2011

Trong nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất giả thiết

H7: Có sự tương quan âm giữa quy mô HĐQT và hiệu quả hoạt động doanh nghiệp

Bảng 2.1: Tóm tắt các giả thiết nghiên cứu

Liên hệ kỳ vọng lên hiệu quả hoạt động doanh

nghiệp

H2 Kiêm nhiệm Tổng giám đốc - Chủ tịch

H4 Tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài Tương quan dương (+)

H5 Giới tính thành viên HĐQT Tương quan dương (+)

H7 Tỷ lệ sở hữu của thành viên HĐQT Tương quan âm (-)

Nguồn: Tác giả tổng hợp

3 Phương pháp nghiên cứu

3.1 Dữ liệu nghiên cứu

3.1.1 Mô tả mẫu

Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu 490 quan sát trong 05 năm từ 2008 đến 2012 của

98 doanh nghiệp đang được niêm yết trên cả 02 Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) Danh sách các doanh nghiệp trong mẫu được nêu tại Phụ lục Các doanh nghiệp trong mẫu được lựa chọn ngẫu nhiên, nhưng đảm bảo hai tiêu chí: có đầy đủ thông tin giao dịch cổ phiếu, báo cáo tài chính kiểm toán và có đầy đủ thông tin liên quan đến các đặc điểm hội đồng quản trị qua các năm Mô tả tóm tắt mẫu các công ty theo ngành được trình bày trong Bảng 3.1

3.1.2 Phương pháp thu thập dữ liệu

Các thông tin để xây dựng dữ liệu thống kê cho các quan sát được thu thập 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, báo cáo quản trị của các doanh nghiệp Tất cả các tài liệu trên đều được công bố công khai trên trang mạng điện

tử của những doanh nghiệp được quan sát, hoặc từ cơ sở dữ liệu điện tử của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX)2

Cụ thể hơn, các thông tin về HĐQT được lấy từ các mục bảng cân đối kế toán (báo cáo tài chính kiểm toán), thông tin lý lịch các thành viên Hội đồng quản trị trong bản cáo bạch (niêm yết, phát hành thêm) và báo cáo thường niên, thông tin giao dịch cổ đông nội bộ trong báo cáo quản trị Thông tin giá cổ phiếu được lấy

từ nguồn dữ liệu giao dịch của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) Các thông tin thu thập được tổng hợp và thống kê theo từng năm cho từng công ty

3.2 Mô tả các biến

3.2.1 Biến phụ thuộc

Nghiên cứu này đo lường hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp bằng hai chỉ số theo cơ sở sổ sách kế toán (ROA), và theo cơ sở thị trường (Tobin’s Q)3 Cả hai chỉ số đo lường hiệu quả hoạt động doanh nghiệp này đã được áp dụng bởi nhiều nghiên cứu trước đây (chẳng hạn Carter et al., 2003; Erhardt et al., 2003; Fan, 2012; Bathula, 2008; Darmadi, 2013)

ROA thể hiện thành quả đạt được trên cơ sở nguồn lực tài sản của doanh nghiệp

và được đo lường bằng lợi nhuận sau thuế chia cho giá trị sổ sách của tổng tài sản Một chỉ số ROA thấp sẽ cho thấy sự hoạt động thiếu hiệu quả của doanh nghiệp (Bathula, 2008)

Chỉ số Tobin’s Q được tính toán dựa trên công thức do Adams et al.(2009) đề xuất Các tác giả này xác định Tobin’s Q là tỷ lệ giá trị thị trường của doanh nghiệp chia cho giá trị sổ sách của tài sản; giá trị thị trường được tính bằng giá trị

sổ sách của tài sản trừ đi giá trị sổ sách của cổ phiếu cộng với giá trị thị trường

của cổ phiếu (số liệu giá cổ phiếu, giá trị sổ sách cổ phiếu được thu thập cho thời điểm cuối năm quan sát)

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

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 bằng chứng thực nghiệm trước đây có những kết quả không thống nhất Adams et

4

Gồm cả các thành viên mới bổ nhiệm và không bao gồm các thành viên đã miễn nhiệm trong năm quan sát

al.(2009), Zhang và Xu (2010) cho thấy quy mô công ty có tương quan dương với hiệu quả hoạt động (đo lường bằng Tobin’s Q và ROA) cho trường hợp các doanh nghiệp Canada và Trung Quốc Tuy nhiên Carter et al.(2003, 2010) lại không nhận thấy điều này Trường hợp các doanh nghiệp Malaysia lại cho thấy kết quả ngược lại (Haniffa và Hudaib, 2006; Ibrahim và Samad, 2011)

Đối với nhân tố cấu trúc vốn, các bằng chứng thực nghiệm cho thấy tương quan trái ngược lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp Thi Phuong Vy Le và Duc Nam Phung (2013), Doan và Nguyen (2011) cho thấy mối tương quan âm cho trường hợp Việt Nam, Francis et al (2012) cũng đưa ra kết quả tương tự cho trường hợp các doanh nghiệp trong S&P1500 Trong khi Ibrahim và Samad (2011) cho thấy cấu trúc vốn có mối tương quan dương nếu đo lường hiệu quả

Bảng 3.2: Mô tả các biến sử dụng trong mô hình

Mục 2: Các biến giải thích (đặc điểm HĐQT)

AGE Độ tuổi trung bình Tổng số tuổi của các thành viên HĐQT chia số

BEDU Trình độ học vấn Số lượng thành viên HĐQT có bằng thạc sĩ trở

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

3.3 Mô hình và phương pháp nghiên cứu

3.3.1 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 (2008), Ibrahim và Samad (2011), Darmadi (2011), Wintoki et al (2012) Cụ thể, nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel data) và hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất kết hợp tất cả quan sát (Pooled OLS), phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS) kết hợp hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effect), mô hình các ảnh hưởng cố định (Fixed effect model), phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động 2 bước GMM (Dynamic Panel-data estimation, two-step system GMM)

Phương pháp Pooled OLS có giả định phương sai không đổi và không có tương quan chuỗi (serrial correlation), do vậy đòi hòi sai số mô hình trong mỗi thời điểm quan sát không tương quan với biến giải thích (Wooldridge, 2002; Bathula, 2008), và do vậy có thể làm giảm độ tin cậy của hệ số tương quan Kiểm định White và kiểm định Breusch-Pagan được sử dụng để xem xét giả định phương sai không đổi5

và kiểm định Wooldridge cho vấn đề tương quan chuỗi6 Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square - GLS) kết hợp hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effect) (gọi tắt là REM) cho phép sự xuất hiện của hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan do vậy có thể làm tăng độ tin cậy của tham số ước lượng (Bathula, 2008) Giả định căn bản của phương pháp này là sai số mô hình độc lập với biến giải thích (Diggle et al., 2002)

Phương pháp ước lượng mô hình hiệu ứng cố định (Fixed effect model – FEM) được sử dụng khá rộng rãi trong các nghiên cứu về quản trị doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của công ty (Wintoki et al., 2012) Phương pháp này có thể giúp cải thiện những yếu tố gây ước lượng thiên lệch đến từ tính không đồng nhất chưa quan sát (unobservable heterogeneity), tuy nhiên để đổi lấy điều này, thì FEM đòi hỏi giả định ngoại sinh mạnh (strict exogeneity) Thông qua kiểm định Hausman so sánh giữa REM và FEM, nếu kiểm định cho thấy mô hình FEM hiệu quả hơn, thì điều này phản ánh các giả định của REM đã bị vi phạm (Ebbes, 2004) Để kiểm định giả thiết tồn tại sự ngoại sinh mạnh, nghiên cứu sử dụng phương pháp của Wintoki et al (2012), theo đó nếu các đặc tính của HĐQT có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong quá khứ, thì giả định của FEM bị vi phạm Nếu giả định của FEM không bị vi phạm, phương pháp ước lượng này sẽ hạn chế được vấn đề nội sinh và giúp kết quả mô hình đáng tin cậy Phương pháp tiếp cận dữ liệu bảng động GMM hai bước (two-step system GMM) được đề xuất bởi Holtz-Eakin et al (1988) và Arellano và Bond (1991), giúp xem tất cả các biến giải thích là nội sinh và sử dụng giá trị quá khứ của các biến làm các biến công cụ (Pathan và Faff, 2012; Wintoki et al., 2012)7 từ đó giúp đo lường hiệu quả ảnh hưởng của quản trị doanh nghiệp lên hiệu quả hoạt động (Wintoki et al., 2012) Phương thức tiếp cận của GMM hai bước như sau:

(1) tạo một phương trình của sai phân bậc 1 của mô hình ước lượng và

7

Ngoài ra, theo Baum et al (2003), các biến công cụ sử dụng trong mô hình này được tạo lập trên nền tảng hồi quy IV (Instrumental Variables), ý tưởng của phương pháp hồi quy này là tìm một bộ biến công cụ thỏa mãn hai điều kiện (1) tương quan với các biến giải thích và (2) không tương quan với phần dư Nhờ sử dụng nền tảng hồi quy IV nên

sự tương quan giữa các biến giải thích và phần dư sẽ bị loại bỏ.

(2) ước lượng phương trình sai phân bằng phương pháp GMM sử dụng giá trị độ trễ của các biến giải thích làm biến công cụ (tức là sử dụng độ trễ của các đặc điểm HĐQT)8

Phương pháp ước lượng sử dụng sai phân và độ trễ của các biến này đòi hỏi thỏa mãn hai giả định căn bản để biến công cụ có hiệu lực: (1) các biến công cụ 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 của mô hình, tác giả sử dụng kiểm định AR(1) và AR(2) để kiểm tra vấn đề tự tương quan bậc 1 (first order) và bậc

2 (second order) trong sai phân phần dư, kiểm định Hansen’J để kiểm tra sự hiệu lực của các biến công cụ (Mileva, 2007; Roodman, 2009; Wintoki et al., 2012; Pathan và Faff, 2012) Nếu kết quả kiểm định cho thấy sai phân bậc 1 có hiện tượng tự tương quan nhưng sai phân bậc 2 không tự tương quan (kiểm định AR(1) và AR(2) đều có giả thiết H0: không có tự tương quan) và kiểm định Hansen’J cho thấy chấp nhận giả thiết H0: các biến công cụ ngoại sinh (Mileva, 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

8

Wintoki (2012) cho rằng phương pháp ước lượng dữ liệu bảng động GMM có ưu điểm hơn Pooled OLS và FEM ở chỗ (1) đưa ảnh hưởng hiệu ứng cố định vào mô hình để hạn chế vấn đề không đồng nhất chưa quan sát (unobservable heterogeneity), (2) cho phép các đặc điểm HĐQT bị ảnh hưởng bởi giá trị quá khứ của chính các đặc điểm này,

và (3) cho phép các đặc điểm HĐQT bị ảnh hưởng bởi hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong quá khứ Chính nhờ điều này giúp mô hình không cần đưa thêm các biến công cụ bên ngoài,

Nguồn: Tác giả tổng hợp

3.3.1.2 Phân tích kết quả hồi quy

Sau khi lựa chọn được phương pháp ước lượng phù hợp, tác giả thực hiện hồi quy cho toàn mẫu, sau đó chia mẫu ra thành 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

Q (Tobin’s Q lớn hơn 1 là nhóm công ty tăng trưởng cao và ngược lại) và chỉ số ROA (nhóm công ty có ROA cao hơn ROA trung vị thì có hiệu quả hoạt động tốt

và ngược lại) Cách phân loại này được vận dụng theo nghiên cứu của nhóm tác giả Moradi (2012)9

3.3.1.3 Phân tích sơ bộ dữ liệu mẫu

Ngoài ra, để phân tích sơ bộ dữ liệu, mẫu các công ty được phân loại lần lượt theo từng tiêu chí về đặc tính hội đồng quản trị thành 02 nhóm: có đặc tính

9

Nghiên cứu của Moradi et al.(2012) xem xét mối liên hệ giữa các đặc tính của hội đồng quản trị và quản lý thu nhập (đo lường bởi tổng dòng tiền dự thu của doanh nghiệp) Trong nghiên cứu này các tác giả phân loại dòng tiền dự thu thành 03 cấp: cao (nhóm 67% - 100% dòng tiền cao nhất), trung bình (33%-66%) và thấp (0%-33%), từ

đó so sánh kết quả hồi quy giữa các nhóm để đưa ra kết luận Trong luận văn này, vì mẫu dữ liệu có kích cỡ nhỏ nên tác giả chỉ phân loại hiệu quả hoạt động doanh nghiệp làm 2 nhóm để tiến hay hồi quy

• Kiểm định Hausman

Fixed effect model

• Kiểm định hệ

số tương quan biến độ tới

Dynamic Panel data two step system GMM

• Kiểm định AR(1), AR(2)

• Kiểm định Hansen' J

cao/thấp dựa trên giá trị trung vị của nhóm đó (chẳng hạn nhóm có tỷ lệ thành viên nữ cao và nhóm có tỷ lệ thành viên nữ thấp) đối với các đặc tính: độ tuổi trung bình, quy mô HĐQT, tỷ lệ thành viên nữ, tỷ lệ thành viên có trình độ thạc

sỹ trở lên, tỷ lệ thành viên người nước ngoài và tỷ lệ sở hữu của HĐQT Đối với đặc tính kiêm nhiệm chức danh, mẫu được phân thành nhóm có kiêm nhiệm và nhóm không kiêm nhiệm Sau khi phân nhóm, tác giả lần lượt xem xét sự khác biệt trong hiệu quả hoạt động giữa 02 nhóm dựa trên các tiêu chí phân loại Kiểm định t (t-test) được sử dụng để xem xét hiệu quả hoạt động giữa các nhóm có khác biệt có ý nghĩa thống kê hay không Phương pháp này được áp dụng trước

đó trong nghiên cứu của Pei Sai Fan (2012)

3.3.2 Mô hình thực nghiệm

Mô hình thực nghiệm trong bài vận dụng trên cơ sở nghiên cứu trước đây của Wintoki et al (2012), Pathan và Faff (2012), Fan (2012), Connell và Cramer (2008), có dạng

= (1) Trong đó

- là hiệu quả hoạt động của công ty i vào thời gian t và đo lường bởi TOBIN hoặc ROA

- là các đặc điểm của Hội đồng quản trị công ty i vào thời gian t, bao gồm AGE, DUAL, BEDU, BFOR, BGEN, BSIZE, BOWN

- là các biến kiểm soát, thể hiện đặc điểm của công ty i vào thời gian t, bao gồm TANG, LEV

- là hệ số góc của mô hình ước lượng Tùy thuộc phương pháp sử dụng mà

có các dạng

o (i) Pooled OLS: = (hằng số);

o (ii) REM, GMM: = ( là hằng số, là nhân tố hiệu ứng ngẫu nhiên); và

o (iii) FEM: =

- là sai số của mô hình

- là biến độ trễ 1 kỳ của hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (đo lường bởi TOBIN, ROA) và chỉ sử dụng trong ước lượng GMM

4 Kết quả nghiên cứu

4.1 Thống kê mô tả, ma trận tương quan và kiểm định đa cộng tuyến 4.1.1 Thống kê mô tả

Thống kê mô tả cho các đặc tính của hội đồng quản trị, các biến kiểm soát (đặc điểm công ty) và hiệu quả hoạt động được mô tả trong Mục 1 của Bảng 4.1 cho thấy giá trị trung bình và trung vị của độ tuổi bình quân các thành viên HĐQT (AGE) lần lượt là 48.07 và 48.14 Độ tuổi trung bình trong mẫu nghiên cứu nhỏ hơn so với mẫu quan sát của một số nghiên cứu cho trường hợp Châu Âu và Mỹ

và Singapore (bình quân trong khoảng 53 – 57 tuổi) (Mehran, 1995; Coles et al., 2008; Fan, 2012) và lớn hơn so với một số mẫu nghiên cứu cho trường hợp Trung Quốc, với độ tuổi bình quân 46.8 - 47.8 tuổi (Zang và Xu, 2007; Tian và

Ma, 2009) Độ tuổi bình quân nhỏ nhất và lớn nhất của mẫu là 39.8 và 59.0 Tương tự, giá trị trung bình (trung vị) cho số lượng thành viên HĐQT có trình độ thạc sỹ trở lên (BEDU) là 0.98 (1.00), cho tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài là 4% (0%), tỷ lệ thành viên nữ là 14% (11%), tỷ lệ sở hữu của HĐQT là 43% (47%) Số lượng thành viên HĐQT bình quân (trung vị) là 5.51 (5.00) Tỷ lệ công ty có sự kiêm nhiệm Tổng Giám đốc – Chủ tịch HĐQT (DUAL) ở mức khá cao 38%

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu

Bảng này mô tả các đặc điểm về hội đồng quản trị, đặc điểm doanh nghiệp và hiệu quả hoạt động của mẫu các doanh nghiệp được quan sát Kết quả thống kê dựa trên mẫu 98 doanh nghiệp được quan sát trong 05 năm từ 2008 – 2012 Dữ liệu được thu thập từ các nguồn thông tin công bố đại chúng, cụ thể: 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, báo cáo quản trị của các doanh nghiệp Tất cả các tài liệu trên đều được công bố công khai trên trang mạng điện tử của những doanh nghiệp được quan sát, hoặc từ cơ sở dữ liệu điện tử của Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HSX) và Hà Nội (HNX) AGE là độ tuổi trung bình các

thành viên HĐQT, DUAL là biến giả, nhận giá trị 1 nếu công ty có sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT, BEDU là số lượng thành viên có trình

độ thạc sỹ trở lên, BFOR là tỷ lệ thành viên HĐQT người nước ngoài, BGEN là

tỷ lệ thành viên nữ, BSIZE là số lượng thành viên HĐQT, BOWN là tỷ lệ sở hữu

cổ phiếu của các thành viên HĐQT

Mục 1: Các biến đặc điểm Hội đồng quản trị

Mục 4: Thống kê giá trị trung bình các biến Hội đồng quản trị theo từng năm

Thống kê mô tả cho các đặc điểm doanh nghiệp (biến kiểm soát) được mô tả trong Mục 2 của Bảng 4.1 Logarite tự nhiên tổng tài sản của các doanh nghiệp (TANG) có giá trị trung bình (và cũng là trung vị) là 26.88 (tương ứng 471.9 tỷ đồng), giá trị thấp nhất là 23.75 (tương ứng 20.6 tỷ đồng), giá trị cao nhất là 31.45 (tương ứng 45.56 nghìn tỷ đồng) Tương tự, giá trị trung bình (trung vị) của tỷ lệ nợ/tổng tài sản(LEV) có giá trị 0.48 (0.51), giá trị thấp nhất (cao nhất) là 0.04 (1.05)

Thống kê mô tả cho hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp (biến phụ thuộc) được

mô tả trong Mục 3 của Bảng 4.1 Giá trị trung bình (trung vị) của Tobin’Q là 1.28 (1.11), giá trị thấp nhất (cao nhất) là 0.38 (4.30) Giá trị trung bình (trung vị) của tỷ suất sinh lợi chia tổng tài sản (ROA) là 8% (6%), giá trị thấp nhất (cao nhất) là -29% (56%)

Cuối cùng, trong Mục 4 của Bảng 4.1, tác giả trình bày giá trị trung bình của các đặc điểm HĐQT theo từng năm (từ 2008 – 2012) Thống kê mô tả của mục này cho thấy sự gia tăng trong các năm từ 2008 – 2011 và giảm nhẹ trong năm 2012 của đặc điểm độ tuổi trung bình HĐQT Tỷ lệ công ty có sự kiêm nhiệm Tổng giám đốc – Chủ tịch HĐQT có xu hướng giảm dần Số lượng thành viên có trình

độ thạc sỹ trở lên liên tục tăng qua các năm, bình quân tỷ lệ thành viên người nước ngoài thấp và ổn định ở mức 3% - 4% qua các năm, bình quân tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT tương đối ổn định, ở mức 13% - 15% Bình quân số lượng

thành viên HĐQT ổn định, mức 5.37 – 5.55 thành viên; và tỷ lệ sở hữu của HĐQT cũng ổn định 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 có kiểm định Pearson pair-wise giữa các biến Các đặc điểm của HĐQT như kiêm nhiệm (DUAL), học vấn (BEDU), giới tính (BGEN) đều có tương quan dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (hoặc thấp hơn) với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp nếu đo lường bằng chỉ số Tobin’s Q Nếu đo lường hiệu quả hoạt động bằng ROA, kết quả kiểm định Pearson cho thấy không có biến giải thích nào có tương quan có ý nghĩa thống kê với ROA Ngoài ra, một số biến giải thích có tương quan có ý nghĩa thống kê với nhau, chẳng hạn như độ tuổi trung bình (AGE) và tỷ lệ thành viên nữ (BGEN) của HĐQT (-20%); Tính kiêm nhiệm (DUAL) và trình độ học vấn (BEDU) của HĐQT (11%) Tỷ lệ sở hữu của HĐQT có tương quan có ý nghĩa thống kê với nhiều biến giải thích khác: DUAL (-18%), BEDU (13%), BFOR (17%), BGEN (-2%)

Mức độ tương quan giữa các biến giải thích thấp, chỉ trong khoảng -0.20 đến 0.27, mặt khác kiểm định đa cộng tuyến cho kết quả là 1.22, thấp hơn nhiều so với mức 10 nên vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả mô hình10

Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan và kết quả kiểm định đa cộng tuyến

Bảng này mô tả ma trận tương quan giữa các biến, những hệ số tương quan được

in đậm trong bảng cho thấy sự tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 5% hoặc thấp hơn (kiểm định Pearson pair-wise) Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (VIF) cũng được trình bày trong bảng

10

David G Kleinbaum, Lawrence L Kupper, và Keith E Muller, Applied Regression Analysis and Other Multivariate Methods, (Phân tích hồi qui ứng dụng và các phương pháp đa biến khác), 2d ed., PWS -Kent, Boston, Mass., 1988, trang 210

-bedu

0.22 0.07 0.42

0.09

0.06 0.11 1.00

-bfor

0.03

0.01 0.11 0.01 0.08 0.09 0.00 1.00

-bgen

0.22 0.08 0.00

0.07

0.20 0.00 -0.02 0.04 1.00

-bsize

0.08

0.04 0.31 0.08

0.05

0.08 0.27 0.02 0.12 1.00

-bow

n 0.02 0.02 0.10 0.06 0.08

0.18 0.13 0.17

0.13 -0.02 1.00 Multicollinearity test Mean VIF = 1.22

-Nguồn số liệu: tác giả 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 được trình bày ở phần Phụ lục)

4.2 Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp

Để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp cho nghiên cứu, tác giả lần lượt tiến hành hồi quy mô hình (1) theo các phương pháp Pooled OLS, Random Effect GLS, Fixed Effect Model, và Dynamic Panel Data 2 Steps System GMM cho toàn mẫu Với mỗi phương pháp ước lượng, tác giả lần lượt thực hiện các kiểm định để kiểm tra sự phù hợp của mô hình (kiểm tra xem các giả định của

phương pháp ước lượng có bị vi phạm hay không) Nếu các giả định của mô hình theo từng phương pháp ước lượng bị vi phạm, tác giả sẽ loại bỏ phương pháp ước lượng này và tiếp tục hồi quy theo các phương pháp ước lượng còn lại cho đến

khi lựa chọn được phương pháp ước lượng phù hợp nhất

4.2.1 Ước lượng theo Pooled OLS

Kết quả kiểm định của mô hình cho thấy xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi (kiểm định White, kiểm định Breusch-Pagan đều đưa ra kết quả bác bỏ giả thiết H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi) và xuất hiện hiện tượng tương quan chéo (Kiểm định Wooldridge đưa ra kết quả bác bỏ giả thiết H0: không có hiện tượng tương quan chéo) Như vậy mô hình hồi quy theo phương pháp Pooled OLS không phù hợp vì không đáp ứng được giả định của mô hình: Không xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chéo

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

Chi-sq(53)= 94.3***

LM test Chi-sq(10)=641.2***

Chi-sq(10)= 208.9*** Wooldridge

F(1, 97)=25.6***

Nguồn số liệu: tác giả 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 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

Tobin’s Q và ROA) Sau đó tác giả thực hiện kiểm định Hausman so sánh giữa

mô hình ước lượng theo REM và FEM Nếu mô hình FEM hiệu quả hơn REM thì điều này phản ánh các giả định của REM bị vi phạm Trong trường hợp này, tác giả tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mô hình FEM (giả thiết H0: Mô hình

có hiện tượng ngoại sinh mạnh) bằng cách lần lượt đưa thêm biến độ tiến các đặc tính HĐQT (kỳ quan sát t+1) vào mô hình FEM, nếu kết quả cho thấy sự tương quan giữa các biến độ tiến và hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp không có ý nghĩa thống kê, thì giả định của mô hình được tuân thủ và phương pháp ước lượng FEM là phù hợp

Bảng 4.5: Hồi quy theo phương pháp REM và FEM để xem xét tác động của đặc điểm Hội đồng quản trị lên hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, 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%

Nguồn số liệu: tác giả 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 được trình bày ở phần Phụ lục)

Kết quả kiệm định Hausman trong Bảng 4.5 cho thấy mô hình FEM hiệu quả hơn REM cho cả 2 trường hợp hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đo lường bằng Tobin’s Q và ROA Kết quả này cho thấy giả định của mô hình ước lượng theo Random Effect GLS bị vi phạm, giả thiết H0: Sai số của mô hình độc lập với biến giải thích, bị bác bỏ Mô hình ước lượng theo Random Effect GLS chưa phù hợp Tác giả tiếp tục xem xét sự phù hợp của mô hình FEM